MVS(MONGOLIAN VOWEL SEPARATOR)

U+180E

کاراکتر کنترلی جداکننده

(Left to Right Embedding)LRE

U+202A

کاراکتر کنترلی نشانه گذاری در زبان های چپ به راست

(Right to Left Embedding)RLE

U+202B

کاراکتر کنترلی نشانه گذاریدر زبان های راست به چپ

ZWNBSP(Zero Width NON-BREAKING SPACE)

U+FEFF

کاراکتر فاصله بدون طول(بدون شکست)

کلیه ی کاراکترهای موجود در جدول (۳-۱) شکل ظاهری ندارند و حتی فاصله نیز ایجاد نمیکنند تنها در حجم فایل تاثیر گذارند.
۳-۳- فرایند کلی نهان نگاری و استخراج پیام در این رساله
اگر اجزای مورد نیاز برای الگوریتم نهان نگاری در این روش را به صورت زیر بیان کنیم، میتوانیم عملیات نهان نگاری را به صورت نمادین نشان دهیم.

• فایل میزبان یا پوشاننده©  (میتواند هر نوع فایل متنی مانند HTML،Docx،Xlsو… باشد).

• پیام رمز که میتواند متن ساده، متن رمز شده و یا هر نوع دیگری از داده باشد.(M)

• تابع استگو  (F(s))  و معکوس آن (F(s)^-1)  .

• پیمایشگرموقعیت نهاننگاریCom(Wi)، شامل کداسکی موقعیتهای شاخص درمتن(پیمایشگر براساس دامنه کد اسکی، موقعیت های شاخص را پیمایش می کند).

• یک کلید استگو اختیاری (Secret Key) یا رمزی که ممکن است برای مخفی کردن یا پیدا کردن پیام استفاده شود.

تابع استگو، فایل میزبان و پیامی که باید مخفی شود همراه با یک کلید رمز(اختیاری) را دریافت میکند و پس از اعمال نهان نگاری در فایل میزبان، فایل استگو (S) را تولید می کند.این طرح در شکل(۳-۱) نشان داده شده است.
Secret Key
تابع تشخیص نهان (F(s)^-1)  نگاری
F(S)
تابع نهان نگاری
F(S)
M M
S
C C
پیمایشگرموقعیت های شاخص
Com(Wi)
شکل۳-۱: طرح کلی مکانیزم نهان نگاری پیام در متن

• شرح روش نهان نگاری انجام داده شده در این پروژه

به طور کلی جهت نهان نگاری، پیام (پیام رمز شده ی باینری) در متن میزبان براساس موقعیتهای شاخص در جدول (۳-۲) باتوجه به دامنهی کداسکی، پیمایش شده و با درج دو کاراکتر مخفی (بدون طول یونیکد)، براساس گروه بندی دو بیتی، در جدول (۳-۳) نهان نگاری میشود.
جهت سهولت و جلوگیری از تکرار نام این الگوریتم را InSpUni گذاشتیم تا در مقایسات و بررسی نتایج به عنوان شاخص قراردادی، روش پیشنهادی ما شناخته شود.
برخلاف بسیاری از روش های دیگر،که در هر بار عمل نهان نگاری تنها یک رقم مخفی میشود در این روش در هربار اجرای الگوریتم، دو رقم مخفی میشود که ظرفیت روش را بالاتر میبرد .در ادامه اجزای روش موردنظر شرح داده شده است.
جدول ۳-۲: موقعیت های شاخص جهت نهان نگاری درمتن

جدول ۴- ۸ شاخص‌های آمار توصیفی برای متغیر خودکارآمدی

جدول ۴-۸ شاخص های آمار توصیفی برای خودکارآمدی و نمودار ۴-۸ توزیع داده های مربوط به خودکارآمدی را نشان می دهد. همانطور که دیده می شود میانگین نمرات آزمودنی­ها در زمینه خودکارآمدی (۳٫۵) کمتر از میانگین نظری است. ولی چون فاصله تقریباً کمی بین میانگین، میانه و نما دیده می شود و نیز ضریب کشیدگی نیز کمتر از یک می باشد و هر چند کشیدگی مثبتی در توزیع داده ها وجود دارد. (یعنی بیشتر نمرات در سمت چپ منحنی انباشته شده) با اینحال داده ها از مفروضه نرمال بودن تبعیت می کنند و می توان از آزمونهای پارامتریک با توجه به وجود سایر شرایط برای استنباط از داده ها استفاده کرد.
۴-۴- تحلیل استنباطی داده‌ها:
۴-۴-۱- تجزیه و تحلیل داده های مربوط به سوال اول تحقیق
قبل از اینکه به بررسی سوالات بپردازیم، ابتدا بایستی از نرمال بودن متغیرهای وابسته اطمینان حاصل شود. پیش شرط استفاده از ضریب همبستگی رگرسیون، نرمال بودن متغیر وابسته و نرمال بودن مقادیر باقی مانده است. لذا از آزمون کولموگروف اسمیرنوف برای بررسی نرمال بودن استفاده می کنیم. فرض را به این صورت تشکیل می دهیم:
H₀: F(x) = F_e(x) برای تمام مقادیر متعلق به دامنه
H₁: F(x) ≠ F_e(x) حداقل برای یک مقدار متعلق به دامنه
در جدول۴-۹ نتایج آزمون کولموگروف‌- اسمیرنوف برای بررسی همگونی توزیع متغیر خودکارآمدی با توزیع نرمال، بیان گردیده‌است. با توجه به سطح معناداری و آماره‌ی KS بدست‌آمده مشخص می‌گردد فرض H0 رد نمی‌گردد و در سطح اطمینان ۹۹ درصد می‌توان گفت توزیع متغیر وابسته از توزیع نرمال پیروی می‌کند.

جدول ۴- ۹ نتایج آزمون کولموگروف‌- اسمیرنوف
برای بررسی نرمال‌بودن مانده‌ها می‌توان از نمودارهای هیستوگرام و نمودار احتمال نرمال استفاده نمود که در شکل زیر نمایانگر است:
نمودار ۴- ۸ هیستوگرام توزیع نرمال مانده‌
باقی‌مانده رگرسیون استانداردشده^[۷۵]

(۳-۷)
که در آن K تعداد متغیرهای توضیحی و N تعداد مقاطع می‌باشد. در آزمونF، فرضیه H_o مبنی بر یکسان بودن عرض از مبدأ‌ها (روش داده‌های تلفیقی ) در مقابل فرضیه H₁ مبنی بر ناهمسانی عرض از مبداها (روش داده‌های تابلویی) قرار می‌گیرد. لذا می‌توان نوشت:

H₁: حداقل یکی مساوی نباشد (۳-۸)
بنابراین در صورت رد فرضیه H_o ، روش‌داده‌های تابلویی پذیرفته می شود. به این صورت که از مقایسه F محاسبه شده (F*) با F جدول (F^c)دو حالت زیر وجود خواهد داشت:

اگر F^c< F* باشد، یا احتمال آمارهF کوچکتر از ۰۵/۰ باشد، آنگاه فرضیه H_oرد می‌شود و در نتیجه بهتر است از روش داده‌های تابلویی استفاده شود.
اگر F^c> F* باشد، آنگاه فرضیه H_o رد نمی‌شود و در نتیجه باید از روش داده‌های تلفیقی استفاده شود (واعظ و همکاران، ۱۳۸۶).
۳-۹-۳- آزمون هاسمن^[۲۲۶]
چنانچه نتایج آزمون Fلیمر نشان دهد که باید از روش‌ داده‌های تابلویی استفاده شود، برای تخمین مدل به شیوه ‌داده‌های تابلویی نیز دو روش وجود دارد:
اثرات ثابت: در روش اثرات ثابت عرض از مبدا برای هر یک از واحدها متفاوت است اما ضرایب شیب واحدهای مختلف ثابت است. اصطلاح اثرات بدین دلیل است که با وجود تفاوت عرض از مبدأ میان واحدهای مختلف، عرض از مبدأ طی زمان تغییر نمی‌کند. بنابراین هر عرض از مبدا _Iα پارامتری است که باید برآورد گردد. الگوی اثرات ثابت به مدل متغیر مجازی مربعات^[۲۲۷] نیز شهرت دارد.
اثرات تصادفی: مدل اثرات تصادفی هنگامی یک الگوی مناسب به شمار می‌رود که تفاوت بین داده‌های مقطعی به صورت تصادفی باشد. باید توجه داشت در این حالت ممکن است واریانس های مربوط به مقاطع مختلف با هم یکسان نبوده و مدل مورد نظر دچار ناهمسانی باشد که باید به جای روش حداقل مربعات معمولی^[۲۲۸] (OLS) از روش رگرسیون حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده کرد(صحافی اسفند آبادی، ۱۳۸۹).
برای تعیین اینکه کدام یک از این دو روش باید مورد استفاده قرار گیرد آزمون‌های خاصی وجود دارد، که یکی از رایج‌ترین این آزمون‌ها آزمون ‌هاسمن می‌باشد. به عبارت دیگر، برای بررسی این موضوع که آیا عرض از مبدا به صورت اثرات ثابت است یا اینکه در ساختار واحدهای مقطعی به صورت تصادفی عمل می‌کند از آزمون هاسمن استفاده می‌شود. اگر پس از انجام آزمون Fلیمر فرضیه H_o رد شده باشد این پرسش مطرح می‌شود که مدل در قالب کدام یک از روش‌های اثرات ثابت و اثرات تصادفی قابل بررسی است. آزمون ‌هاسمن برای تعیین روش تخمین در روش داده‌های تابلویی به کار می‌رود (فخری، ۱۳۸۹).
۳-۱۰- فروض مدل رگرسیون خطی
تحلیل رگرسیون مبتنی بر چند فرضیه اساسی و ساده است، که در صورتی که یک یا چند مورد از این مفروضات برقرار نباشد، تفسیر مربوط به تحلیل رگرسیون نادرست بوده و پیش بینی های انجام شده براساس آن ضعیف خواهد بود. برای برآورد مدل های رگرسیون ، آزمون فروض کلاسیک از اهمیت بیشتری برخوردار است. لذا قبل از برآورد مدل ها لازم است این فروض مورد آزمون قرار گیرد. این مفروضات عبارتنداز : ۱) عدم وجود ناهمسانی واریانس ui ها ، ۲) عدم وجود هم خطی کامل بین متغیرهای توضیحی ، ۳) عدم وجود همبستگی بین ui ها ، ۴) صفر بودن میانگین اجزاء باقیمانده ، ۵) کواریانس صفر بین ui ها و xi ها، ۶) عدم وجود تورش تصریح، ۷) غیرتصادفی بودن متغیرهای توضیحی (گجراتی ، ۱۳۸۶). درمدل داده های تابلویی ، دو مورد ازاین فروض از اهمیت بیشتری برخوردار است که در ادامه به معرفی آن ها پرداخته خواهد شد.
۳-۱۰-۱- ناهمسانی واریانس^[۲۲۹]
یکی از فروض کلاسیک مدل رگرسیون خطی این است که اجزای اخلال دارای واریانس همسان هستند و اگر ناهمسانی واریانس وجود داشته باشد، آزمون های T و F نتایج غلطی را ارائه می دهند و بنابراین نمی توان فرضیه ها را با آزمون های T وF آزمون کرد.(گجراتی، ۱۳۸۶).
در روش داده های تابلویی و تلفیقی هنگامی که تعداد مقاطع بیش از دوره زمانی باشد، احتمال وجود ناهمسانی واریانس وجود خواهد داشت. اگر روش مورد استفاده اثرات تصادفی باشد ، نیازی به برطرف کردن مشکل ناهمسانی واریانس نمی باشد. زیرا این روش به گونه ای عمل می کند که در مراحل انجام کار، مشکل ناهمسانی واریانس به صورت خودکار برطرف می شود. اما در صورت استفاده از روش اثرات ثابت یا روش داده های تلفیقی، باید مشکل ناهمسانی واریانس برطرف شود.(صحافی اسفندآبادی ،۱۳۸۹).
در این پژوهش به منظور بررسی ناهمسانی واریانس از آزمون لوین^[۲۳۰] استفاده شده است. همچنین برای رفع مشکل ناهمسانی واریانس، روش حداقل مربعات تعمیم یافته ^[۲۳۱](GLS) برای تخمین مدل مورد استفاده قرار گرفته است. درارتباط با این مشکل، متغیر های الگوی رگرسیون موزون می شوند. به همین دلیل روش مذکور حداقل مجذورات موزون^[۲۳۲] (WLS) نیز نامیده می شود.(شیرین بخش و حسن خوانساری، ۱۳۸۴).
۳-۱۰-۲- عدم وجود خود همبستگی^[۲۳۳] ، بین اجزا اخلال
اصطلاح خودهمبستگی را می توان چنین تعریف کرد: همبستگی سری های مشاهداتی که در زمان(مانند داده های سری زمانی) یا مکان (مانند داده ی مقطعی ) ردیف شدهاند. در مدل رگرسیون خطی فرض می شود که در اجزاء اخلال چنین خود همبستگی وجود ندارد. به این معنی که جز اخلال مربوط به یک مشاهده، تحت تأثیر جز اخلال مربوط به مشاهدات دیگر قرار نمی گیرد. زمانی که بین جملات خطا ارتباط وجود داشته باشد، مشکل خودهمبستگی بین جملات خطا پیش میآید که دراین حالت مشکل ناکارآیی تخمین زن های OLS، اریب دار بودن واریانس خطاها و ضرایب مدل بروز میکند و آزمونهای T و F معمولی نمیتوانند جهت معنی داری مدل ها به کار گرفته شوند. برای تشخیص خود همبستگی روش های مختلفی از جمله روش ترسیمی ، آزمون دوربین – واتسون و آزمون LM وجود دارد(گجراتی، ۱۳۸۶).
در پژوهش حاضر از آزمون دوربین – واتسون^[۲۳۴] به منظور تشخیص خود همبستگی استفاده شده است. این آزمون از مشهورترین آزمون ها جهت تشخیص خود همبستگی است. زمانی که آماره دوربین- واتسون در محدوده ۵/۱ تا ۵/۲ باشد، معرف عدم وجود خود همبستگی است، ولی مقادیر بالاتر یا کمتر از آن معرف آن است که جملات خطا به صورت تصادفی اتفاق نمیافتند و بنابراین نتایج غیر واقعی است.(داگلاس، ۱۳۸۷). همچنین دراین پژوهش برای رفع مشکل خود همبستگی، از روش تصحیح خود بازگشت مرتبه اول^[۲۳۵] یا AR(1) استفاده شده است. در این روش، پس از برآورد مدل اولیه و مشاهده آماره دوربین- واتسون و تایید مشکل خود همبستگی، در مرحله بعد جز AR(1) مانند یک متغیر توضیحی به مدل اضافه شده و مدل مجدداً برآورد می شود (شیرین بخش و حسن خونساری، ۱۳۸۴).
۳-۱۱- خلاصه فصل
روش پژوهش علمی کلیه مراحل سیستماتیک جمع آوری داده ها، طبقه بندی و تجزیه و تحلیل منطقی آنها برای رسیدن به هدف پژوهش را در بر میگیرد. در این فصل ابتدا نوع پژوهش، فرضیه‌های پژوهش، جامعه و نمونه آماری مورد نظر و همچنین روش گردآوری اطلاعات بیان شد. سپس ضمن معرفی الگو و متغیرهای پژوهش و معیارهای سنجش آنها، روش ها و آزمونهای آماری مورد نیاز جهت برآورد مدلهای پژوهش بیان گردید. که از جمله این روش ها می توان به آزمون های F لیمر و آزمون هاسمن جهت تعیین نوع داده های ترکیبی اشاره کرد.
فصل چهارم
تجزیه و تحلیل داده ها و ارائه یافته ها
۴-۱- مقدمه
داده ها به عنوان آگاهیهای خام و پردازش نشده ابتدایی ترین شناخت پژوهشگر پیرامون پاسخهای احتمالی هستند که در رابطه با مسأله تحقیق مطرح شدهاند، لذا پژوهشگر پس از دستیابی به این داده ها با توجه به ماهیت آنها و ساختار و قالب فرضیه ها، با این سؤال رو به رو میشود که، از چه طریقی این داده ها را طبقه بندی، پردازش و در نهایت تحلیل کند تا بتواند فرضیه ها را که حالت پاسخ های احتمالی و موقتی برای مسأله تحقیق هستند تعیین تکلیف نماید. از طرفی تجزیه و تحلیل به عنوان مرحله ای از روش علمی، از پایه های اساسی هر تحقیق میباشد که به وسیله آن، کلیه فعالیتهای تحقیق تا رسیدن به نتیجه، کنترل و هدایت میشود. به عبارت دیگر تجزیه و تحلیل نتایج تحقیق عبارت است از روشی که به وسیله آن کل فرایند تحقیق و پژوهش از انتخاب مسأله تا رسیدن به یک نتیجه مورد کنترل قرار میگیرد. پس از آن که در فصل سوم نحوه جمع آوری داده ها، متغیرهای مورد بررسی و روش شناسی تحقیق بیان گردید؛ در این فصل به بیان نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل داده ها و یافته های آنها پرداخته خواهد شد. در این فصل ابتدا آمار توصیفی متغیرهای تحقیق بیان میشود. در ادامه پیش فرض های مربوط به مدلهای رگرسیون (ذکر شده در فصل سوم) مورد بررسی قرار میگیرد. سپس فرضیات تحقیق مورد آزمون قرار میگیرد و با بهره گرفتن از آمارههای F، دوربین واتسون، آماره t و … تفسیر خواهند شد.
۴-۲- آمار توصیفی
آمار توصیفی^[۲۳۶] تنظیم و طبقه‌بندی داده‌ها، نمایش ترسیمی، و محاسبه مقادیری از قبیل نما، میانگین، میانه و… می‌باشد که حاکی از مشخصات اعضای جامعه مورد بحث است. در آمار توصیفی اطلاعات حاصل از یک گروه، همان گروه را توصیف می‌کند و اطلاعات به دست آمده به دسته‌جات مشابه تعمیم داده نمی‌شود. به طور کلی از روش جداول و نمودار در آمار توصیفی برای خلاصه‌سازی داده‌ها استفاده می‌شود.
در ابتدا آمارههای توصیفی داده های تحت مطالعه محاسبه میگردد. جدول (۴-۱) آمار توصیفی متغیرهای مدلها را نشان می دهد که شامل اطلاعات مربوط به میانگین، میانه، بیشینه وکمینه، چولگی و کشیدگی و… است.
جدول (۴-۱): آمار توصیفی متغیرهای مدلها

۴-۷ . نمودار فراوانی در این سوال به شرح ذیل می باشد:
همانگونه که مشاهده می گردد بیش از ۷۱ درصد از پاسخ دهندگان موافق این موضوع هستند که معیار سرمایه ساختاری بر عملکرد سازمان تاثیرگذار است.
: بین سرمایه ساختاری و عملکرد سازمانی در بانک قوامین استان تهران رابطه معنادار وجود ندارد.
:بین سرمایه ساختاری و عملکرد سازمانی در بانک قوامین استان تهران رابطه معنادار وجود دارد..
برای بررسی این فرضیه ابتدا میانگین پاسخ های دریافتی از پاسخ دهندگان در رابطه با عملکرد و سرمایه ساختاری محاسبه می گردد. درصورتی که بین میانگین پاسخ های دریافتی اختلاف معناداری وجود نداشته باشد، می توان ادعا کرد بین سرمایه ساختاری و عملکرد سامانی رابطه وجود دارد. به این منظور فرضیاتی به شرح ذیل تدوین می گردد:

:میانگین پاسخ های دریافتی در رابطه با سرمایه ساختاری و عملکرد سازمانی کارکنان بانک قوامین اختلاف معناداری با یکدیگر ندارند.
: میانگین پاسخ های دریافتی در رابطه با سرمایه ساختاری و عملکرد سازمانی کارکنان بانک قوامین اختلاف معناداری با یکدیگر دارند.
نتایج آزمون t در جدول ذیل به صورت خلاصه ارائه شده است.
جدول۴-۱۳:خروجی آزمون برابری واریانس ها در فرضیه ساختاری

جدول۴-۱۴:خروجی آزمون تی استیودنت

همانطور که از جدول فوق مشهود است، در رابطه با تاثیر سرمایه ساختاری بر عملکرد سازمانی کارکنان، اولا مقادیر آماره t بدست آمده از مقادیر متناظر آن در جدول (   ) کوچکتر بوده، ثانیا مقادیر P-Valueمحاسبه شده نیز بیش از ۵ درصد سطح معناداری بوده، لذا فرض صفر رد نمی شود. بنابراین، با اطمینان ۹۵ درصد از پاسخ های بدست آمده میتوان گفت میانگین پاسخ های دریافتی در رابطه با سرمایه ساختاری و عملکرد سازمانی کارکنان بانک قوامین اختلاف معناداری با یکدیگر ندارند. لذا پس از مشخص شدن عدم اختلاف در پاسخ ها به منظور بررسی ارتباط بین عملکرد سازمانی و سرمایه ساختاری و میزان این ارتباط از جداول توافقی استفاده شده است.

۴-۷-۲٫ آزمون فرضیه ها
متغیرهای کلیدی اقتصاد کلان (تولید ناخالص داخلی، تورم، عرضه پول و نرخ ارز) بر رفتار اعتباری بانک‌ها، اثر معنیداری دارد
با توجه به اینکه همه متغیرهای کلیدی اقتصاد کلان (، تولید ناخالص داخلی حقیقی، عرضه پول حقیقی، نرخ ارز و تورم) در سطح ۹۰% معنیدار میباشند و لذا بر این اساس فرضیه اول تحقیق مبنی بر اثرگذاری متغیرهای کلیدی اقتصاد کلان بر رفتار اعتباری بانکها، مورد تأیید قرار میگیرد.
از میان متغیرهای داخلی بانک، نسبت کفایت سرمایه بیشترین اثر را بر رفتار اعتباری بانک‌های تجاری دارد.
نتایج نشان میدهد که نسبت کفایت سرمایه، بیشترین ضریب را در همه مدلها در مقایسه با سایر متغیرهای ویژه بانک دارد و در نتیجه بیشترین اثرگذاری را بر روی رفتار اعتباری بانکها در مقایسه با سایر متغیرهای داخلی بانک دارد، لذا فرضیه مطرح شده در فصل یک مبنی بر بیشترین تأثیرگذاری متغیر نسبت کفایت سرمایه در میان سایر متغیرهای داخلی، بر رفتار اعتباری بانک، مورد تأیید قرار میگیرد.
۴-۷-۲-۱٫ فرضیه های فرعی
بین تولید ناخالص داخلی و نسبت وام به دارایی بانک‌های تجاری رابطه مثبت و معنیداری وجود دارد.
بین تولید ناخالص داخلی و نسبت وام به دارایی بانک‌های تجاری، رابطه منفی و معنیداری وجود دارد. یعنی اینکه نسبت مانده تسهیلات اعطایی به داراییهای بانک عکسالعمل منفی نسبت به تولید ناخالص داخلی از خود نشان میدهد. بنابراین فرضیه مطرح شده مورد تأیید قرار نمیگیرد.

بین تورم و نسبت وام به دارایی بانک‌های تجاری رابطه مثبت و معنیداری وجود دارد.
نتایج بدست آمده از مدلها حاکی از آن است که فرضیه ما مبنی بر رابطه مثبت و معنیدار بین تورم و رفتار اعتباری بانکها مورد تأیید قرار نمیگیرد و بین تورم و رفتار اعتباری بانکها رابطه منفی و معنیداری وجود دارد. به طوریکه به ازای یک واحد افزایش در تورم، نسبت مانده تسهیلات اعطایی به داراییها را با ۰٫۰۳ واحد کاهش در مدل اصلی روبرو شده است که البته ناچیز است.
بین نرخ ارز و نسبت مانده تسهیلات به دارایی بانک‌های تجاری رابطه منفی و معنیداری وجود دارد.
نتایج بدست آمده نشان میدهد که بین نرخ ارز و رفتار اعتباری بانکها رابطه مثبت وجود دارد و این رابطه به جز در مدل فرعی ۲ و ۴، در باقی مدلها معنیدار است ولی در کل میتوان گفت این اثر ناچیز است. مثبت بودن رابطه میان نرخ ارز و رفتار اعتباری بانک فرضیه ما را مبنی بر منفی بودن این رابطه رد میکند.
بین عرضه پول و نسبت وام به دارایی بانک‌های تجاری رابطه مثبت و معنیداری وجود دارد.
رابطه میان حجم پول حقیقی و نسبت مانده تسهیلات اعطایی به دارایی بانک، در مدل اصلی و هر چهار مدل فرعی به صورت رابطه مثبت و معنیدار میباشد و این بدین معناست که فرضیه مطرح شده مورد تأیید قرار میگیرد.
۴-۸٫جمعبندی
در این فصل به تجزیه و تحلیل نتایج حاصل از تخمین مدلها پرداخته شد و به سوالات مطرح شده در فصل کلیات تحقیق پاسخ داده شد. همچنین پذیرش یا رد فرضیات مطرح شده در فصل کلیات تحقیق مورد بررسی قرار گرفت. به طور کلی نتایج نشان میدهد که در دوره مورد بررسی (۱۳۸۹-۱۳۸۰)، متغیرهای کلیدی اقتصاد کلان (تولید ناخالص داخلی حقیقی، تورم، حجم پول حقیقی، نرخ ارز) بر رفتار اعتباری بانکهای تجاری در ایران اثر معنیدار دارد به طوریکه اثر حجم پول حقیقی و نرخ ارز بر رفتار اعتباری بانکها مثبت و تولید ناخالص داخلی حقیقی و تورم اثر منفی دارد. متغیر نسبت کفایت سرمایه و نسبت مانده مطالبات معوق به مانده تسهیلات اعطایی را بر رفتار اعتباری بانکهای تجاری دارد که این اثر منفی میباشد. اثر متغیر اندازه بانک و بدهی بانک به بانک مرکزی بر رفتار اعتباری بانکهای تجاری تقریباً ناچیز است.
فصل پنجم: جمعبندی، نتیجهگیری و پیشنهادات
مقدمه
با توجه به هدف این پایان نامه که درفصل اول بیان کردیم، بررسی عوامل مؤثر بر رفتار اعتباری بانکهای تجاری، عمدهترین هدف بررسی ما را در این پایان نامه تشکیل میدهد. با توجه به نقش مهم و تأثیرگذار شبکه بانکی و مؤسسات پولی در اقتصاد کشور و بانکمحور بودن سیستم مالی ایران، شناخت عوامل درونی و بیرونی مؤثر بر رفتار اعتباری بانکها در بهینه کردن تخصیص اعتبارات و از این طریق، حرکت به سمت تولید و در نهایت رشد اقتصادی و افزایش رفاه و بهبود سطح زندگی در شرایطی که کشور با انواع بیثباتیها، بحرانها و تحریمها روبروست کمک بسیاری خواهد کرد. بنابراین با توجه به تخمینهای صورت گرفته در فصل چهارم، در این فصل به جمعبندی و نتیجهگیری مطالب.
۵-۱٫ جمعبندی و نتیجهگیری
در این پایان نامه به منظور بررسی عوامل مؤثر بر رفتار اعتباری بانکهای تجاری در ایران، اثر متغیرهای کلیدی اقتصادکلان(تولید ناخالص داخلی حقیقی، تورم، نرخ ارز، حجم پول حقیقی) و متغیرهای ویژه بانک(نسبت مانده مطالبات معوق به مانده تسهیلات اعطایی، بدهی بانک به بانک مرکزی، نسبت کفایت سرمایه، اندازه بانک) بر روی نسبت مانده تسهیلات اعطایی به دارایی بانکهای تجاری به عنوان متغیر وابسته، برای دوره ۱۳۸۹-۱۳۸۰، مورد بررسی قرارگرفت. برای بررسی اثر متغیرها، تخمین مدل با بهره گرفتن از الگوی داده های تلفیقی یا پانل دیتا صورت گرفت. علاوه بر تخمین مدل اصلی، تخمینهایی با بهره گرفتن از حالتهای مختلف مانند حذف برخی از متغیرهای غیرمعنیدار در مدل اصلی یا در نظر گرفتن برخی از متغیرها به صورت متغیر خاص هر مقطع انجام شد و در نهایت تخمینهای که به لحاظ نتایج بدست آمده مناسب بودند در قالب مدلهای فرعی در فصل ۴ آورده شد و در نهایت نتایج حاصل به شرح ذیل میباشند:
بین تولید ناخالص داخلی و نسبت وام به دارایی بانک‌های تجاری رابطه منفی و معنیداری وجود دارد. یعنی اینکه نسبت مانده تسهیلات اعطایی به داراییهای بانک عکسالعمل منفی نسبت به تولید ناخالص داخلی از خود نشان میدهد. در مدل فرعی سوم چنانچه تولید ناخالص داخلی یک واحد افزایش یابد، نسبت مانده تسهیلات اعطایی به داراییها ۳٫۵۱ واحد کاهش مییابد که این رقم نشان دهنده اثر قابل توجه تولید ناخالص داخلی حقیقی بر رفتار اعتباری بانک میباشد. نتیجه بدست آمده مغایر با فرضیه مطرح شده در فصل اول پایان نامه میباشد. اثر منفی تولید ناخالص داخلی حقیقی بر رفتار اعتباری بانکها به این صورت میتواند قابل توجیه باشد که بدلیل بهبود رشد اقتصادی، وضعیت درآمدی بنگاههای اقتصادی بهبود یافته و این امر منجر به افزایش منابع داخلی آنها برای تأمین مالی نیازهاشان شده است و از سویی دیگر گران بودن منابع مالی بیرونی، تقاضای آنها را برای تسهیلات بانکی کاهش یافته و تبع آن مانده تسهیلات اعطایی بانکها با کاهش مواجه شده است.
بین تورم و رفتار اعتباری بانکها رابطه منفی و معنیداری وجود دارد. به طوریکه به ازای یک واحد افزایش در تورم، نسبت مانده تسهیلات اعطایی به داراییها را با ۰٫۰۳ واحد کاهش در مدل اصلی روبرو شده است که البته ناچیز است. به نظرمیرسد در شرایط تورمی و در حالیکه نرخ سود تسهیلات بانکی ثابت بوده و یا کاهش مییابد، تقاضا برای تسهیلات بانکی افزایش یافته و در نتیجه تسهیلات اعطایی بانکها نیز با افزایش مواجه شود.
اما همانطور که دیده میشود، براساس مدل استفاده شده در این تحقیق، شرایط تورمی اثر منفی بر نسبت مانده تسهیلات اعطایی به داراییهای بانک داشته است. در توجیه این نکته میتوان چنین عنوان کرد که به دلیل شرایط تورمی و ثبات نرخ سود سپردههای بانکی، سپردهگذاران متوجه میشوند که سپردهگذاری مدتدار در بانکها نمیتواند به حفظ ارزش پول آنها کمک کند، لذا این احتمال وجود دارد که حجم سپردههای مدتدار نظام بانکی کاهش یابد و عمده سپردهگذاریها عمدتاً به صورت سپرده دیداری و یا سپردههای قرضالحسنه، به منظور برخورداری از اجر معنوی و شرکت در قرعهکشی این نوع حسابها انجام پذیرد که این نوع حسابها به دلیل ماهیتشان نمیتوانند به عنوان منابعی مطمئن و ماندگار برای بانکها در مقایسه با سپردههای مدتدار تلقی شوند و هر لحظه امکان تغییر آنها وجود دارد. بنابراین در وضعیت تورمی و به شرط ثبات سایر عوامل، هر لحظه امکان افزایش مراجعه مردم به بانکها برای برداشت از حسابشان و انتقال آن به فعالیتهای سودآوری همچون خرید زمین، طلا، ارز، اوراق مشارکت و … به منظور حفظ ارزش پول خود وجود دارد که نتیجه آن کاهش منابع بانکی و مواجهه بانکها با ریسک نقدینگی خواهد شد. از سوی دیگر در شرایط تورمی و در حالیکه نرخ سود تسهیلات اعطایی ثابت مانده است، ممکن است برخی از وامگیرندگان به دلیل استفاده از موقعیت تورمی موجود، رغبت چندانی به بازپرداخت بدهیهای خود در سررسید تسهیلات دریافتی نداشته باشند که این امر نیز بانکها را با ریسک اعتباری مواجه خواهد ساخت. بنابراین احتمال مواجهه بانکها با دو ریسک نقدینگی و اعتباری به دلیل شرایط تورمی، آنها را در پرداخت تسهیلات بیشتر با مانع مواجه میکند و لذا شاهد کاهش نسبت مانده تسهیلات اعطایی به داراییهای بانکها خواهیم بود.
که بین نرخ ارز و رفتار اعتباری بانکها رابطه مثبت وجود دارد و این رابطه به جز در مدل فرعی ۲ و ۴، در باقی مدلها معنیدار است ولی در کل میتوان گفت این اثر ناچیز است. علت این امر را میتوان به فعالیتهای صرافی برخی بانکها و فروش ارز و کسب سود بیشتر و یا افزایش سود حاصل از سرمایهگذاریهای خارجی و به تبع آن افزایش منابع داخلی و افزایش اعتبارات بانکی نسبت داد.
رابطه میان حجم پول حقیقی و نسبت مانده تسهیلات اعطایی به دارایی بانک، در مدل اصلی و هر چهار مدل فرعی به صورت رابطه مثبت و معنیدار میباشد و این بدان معناست که فرضیه مطرح شده در فصل اول مورد تأیید قرار میگیرد.
با توجه به نتایج بدست آمده، جز در مدل فرعی۳، در همه مدلها نسبت مانده مطالبات معوق به مانده تسهیلات اعطایی بر رفتار اعتباری بانک اثر منفی معنیداری داشته است به طوریکه در مدل اصلی به ازای یک واحد افزایش در نسبت مانده مطالبات معوق به مانده تسهیلات اعطایی، نسبت مانده تسهیلات اعطایی به داراییهای بانک۰٫۰۲ کاهش مییابد. در واقع افزایش مطالبات معوق موجب کاهش منابع پولی و همچنین کاهش قدرت تسهیلاتدهی بانکها