نداده اند، بنابراين كمتـر مـي تـوان بـه آنهـا اسـتناد كـرد (Aigner & Chu, 1968). از آنجاكـهتكنولوژي توليد هميشه ناشناخته است، عدم كارايي مي بايستي با معياري مقايسه و انـدازه گيـريشود كه اين معيار به طور معمول هزينه يا توليد شـاخص و نمونـه اسـت كـه از طريـق داده هـا وابزاره اي آم اري ب ه دس ت م يآي د (Aly Hassan & Grabowski & Pasurka & Rangan,1982). بنابراين اندازه گيري كارايي يا عدم كارايي، درواقع اندازه انحراف هاي هزينههـايا مصرف داده هاي سيستم از سطح حداقلي است كه پيش از داده هاي آماري بهدست آمده است. دركل اختلاف در روش هاي محاسبه ي كارايي، بستگي زيادي با فروضي دارد كه براي محاسبه يا تخمين اين شاخص قياس بـ ه كـار بـرده مـي شـود (Berger Allen & David Humphrey,
.(1991
تعريف كارايي
با توجه به دولتي بودن بانك ها در ايران و اهداف متنوعي كه قوانين پـولي و بـانكي بـراي نظـامبانكداري تر سيم كرده، از بين تعاريف ارائه شده، تعريف زير را به عنـوان تعريـف كـارايي در ايـن پژوهش انتخاب كرده و به برآورد مدل در اين زمينه پرداخته شده است:
»كارايي يعني، يك سازمان به چه خوبي توانسته است به اهداف تعيين شده دست يابـد و بـراساس ضوابطي كه براي حصول به اهداف تعيين شده، چگونه عمل كرده است« (مالك، 1369).
شاخص قياس
شاخص قياس، زيرمجموعه ي كارا يا استاندارد مشخصي است كه براي مقايسه ي ميزان هزينه ها يا مصرف داده هاي اعضاي يك نمونه از آن استفاده ميشود. ملاك مقايسـه بـر مبنـاي بهتـرينواحدها يا تابع توليد يا هزينه ي شاخص قياس است. در مطالعات اوليه، توابع شـاخص قيـاس بـراساس اطلاعات متقابل موجود برآورد مي شد. در بعضي از مطالعات، ايـن شـاخص بـا اسـتفاده ازسري زماني، بر اساس نوعي از تابع متوسط توليد محاسبه شده است. همچنين بعضي پژوهش ها، توابع متقارن توليد كاب داگلاس يا ساير توابع توليد را با درنظر گرفتن متغيري كه اندازه را نشان
.(Abid & Niazi, 2003) دهد، به كار برده اند
روش هاي پارامتريك
در اين روش تمركز بر تخمين هايي از توابع هزينه، سود و توليد است. با توجه به ارتباط اين سـهتابع با يكديگر ـ در بسياري موارد تابع هزينه و تابع توليد را مزدوج يكديگر مي دانند ـ كاربرد تابع هزينه از ساير توابع در اين روش به مراتب بيشتر است. همچنين روش پارامتريك، با به كـارگيري تابع هزينه ها براي مدل دهي مؤسس ههايي كه در فضاي بسـيار مقرراتـي عمـل مـي كننـد (ماننـدصنعت بانكداري)، بهطور وسيعي استفاده شده است (Afriat,1972). از آنجايي كه سـتانده هـا در سامانه هاي بانكي برون زا هستند و با فرض رقابتي بودن بازار، بهاي داده ها نيز برون زا هسـتند بـااستفاده از تابع هزينه، مي توان پارامترهاي پايداري را برآورد كرد (اميري، رئيس صفري، 1384).

روش هاي غيرپارامتريك
نتايج مطالعات انجام شدهي فارل در سال 1957 و فيـر ، گروسـكوف و لاول در سـال 1985 بـهگسترش شيوهي برنامه ريزي غيرپارامتريك براي محاسبهي كارايي منجـر شـد (اميـري، 1380؛ نصيري، 1382). يكي از روشهاي نا پـارامتري، روش (DEA) اسـت كـه نخسـتين بـار از سـويچارنز، كوپر و رودز در سال 1978 براي اندازه گيري علمي كـارايي در سـازمان هـاي غيرانتفـاعي معرفي شد. بهعلاوه ((DEA قادر است، كارايي نسبي را در بين گروهي از سازمان هـا كـه دارايداده ها و ستانده هاي متعدد هستند و تابع توليد از پيش مشخص شده اي ندارند، اندازه گيـري كنـد(نصيري، 1382).

در این سایت فقط تکه هایی از این مطلب با شماره بندی انتهای صفحه درج می شود که ممکن است هنگام انتقال از فایل ورد به داخل سایت کلمات به هم بریزد یا شکل ها درج نشود

شما می توانید تکه های دیگری از این مطلب را با جستجو در همین سایت بخوانید

ولی برای دانلود فایل اصلی با فرمت ورد حاوی تمامی قسمت ها با منابع کامل

اینجا کلیک کنید

نگرش هاي اندازه گيري دادهها و ستانده ها
به طور كلي دو نگرش متفاوت در زمينه ي اندازه گيري داده ها و ستانده هـا در ادبيـات و مطالعـاتبانكي وجود دارد. اين دو نگرش عبارتند از نگرش واسطه اي و نگرش توليدي. در ادامـه توضـيحكوتاهي از هر يك داده مي شود.
نگرش واسطهاي
در اين نگر ش بانكها به عنوان يك مؤسسهي واسطه ي خدمات مـالي ديـده مـي شـوند. از نظـركالول و ديويس در سال 1992، بانكها بهصـورت ارائـه دهنـده ي خـدمات واسـطه اي از طريـقجمع آوري سپرده ها و ساير بدهيها و تبديل آنها به داراييهاي بهرهدار، مانند انـواع وامهـا، اوراقبهادار و ساير سرمايه گذاري ها فعاليت ميكنند (Gradener, Molyneux & Yener, 1996).
نگرش توليدي
اين نگرش تا دهه ي 1980 در ادبيات بانكداري حاكم بود. در اين ديـدگاه و بـه نظـر هـامفري، بانك ها به عنوان توليدكننده ي دو نوع خدمت تبيين مي شدند. اين دو خدمت گردآوري و مصـرفوجوه است Gradener, Molyneux & Yener, 1996)).
بنابراين در اين نگرش بر خلاف روش قبلي، بانك ها توليدكننده ي خدمات حساب هاي وام و سپرده شمرده مي شوند كه براي ارائهي خدمات، از سرمايه و نيروي كار خود استفاده مي كننـد . در اين روش، اندازه گيري ستانده ها بر حسب تعداد حسابهاي خدماتي است، در حاليكه در نگـرشواسطه اي مبلغ پولي ملاك بود (عابدي، 1379).

چهارچوب نظري پژوهش
با توجه به يكسان بودن اهداف كلي بانك ها و با فرض اينكه تلاش شعب براي حصول بهاهداف تعيين شده است، به بررسي كارايي آنها خواهيم پرداخت.
با توجه به محدوديت هاي موجود در رابطه با دسترسي به اطلاعات و با توجه به تعاريف ارائـهشده، روش محاسباتي احتمالي پارامتريك در مقابل روشهاي قطعي ـ غيرپارامتريـك انتخـاب وبه كار گرفته شده است. لازم به يادآوري است كه هدف از بهكـارگيري روش هـا ي پارامتريـك و قطعي يا احتمالي و غيرپارامتريك، ايجاد شاخص قياس يا مرز استانداردي است تـا مـوارد تحـتبررسي با آن استاندارد از ديد ميزان توليد يا ميزان هزينهي داده هـا مقايسـه شـوند. از آنجـا كـهصنعت بانكداري ماهيت چندمحصولي داشته و نوع ارتباط ميان داده ها و ستانده ها چندان شـفاف نيست (صارمي و خوييني، 1383)، بنابراين تابع هزينهي مرزي بـراي محاسـبهي كـارايي مـورداستفاده قرار مي گيرد. در اين پژوهش ما از دو مدل اول و دوم بتيس و كـوئلي (1992) و (1995) از تيم كوئلي در دانشگاه نيوانگلند استفاده ميكنيم (Battese & Heshmati,1998).
مدل اول بتيس كوئلي (1992) (مد ل كارايي متغير با زمان)
اين مدل را نخستينبار بتيس و كوئلي در سال 1992 معرفي كردند. در مدل اول، تـابع هزينـه ي مرزي تصادفي براي داده ها پانل شده در حالت كلي به شكل رابطه ي شماره ي 1 است:
Cit = F(Yit,Pjit ,β) + vit +uit ,i =1,2….N (1 رابطهي
كه در آن،
cit: هزينه ي كل شعبه ي i ام در زمان ام است؛ yit : توليد شعبه i ام در زمان ام؛ Pjit : قيمت نهاده ي ام مورد استفاده در شعبه ي i ام براي زمان ام است (يـك بـردار كـهشامل m نهاده است).
β: متغيرهاي مدل هستند كه بايد برآورد شوند؛
vit: جملهي خطاي (پسمانه) نرمال شعبه i ام،uit جزء ناكارايي شعبه i ام در زمان اسـت كه به صورت رابطه ي شماره ي 2 تعريف مي شود (Coelli, Rao & Battese,1998).
uit ={e× p[−η(t −T)]}ui (2 رابطه ي
η : پارامتري است كه بايد برآورد شود.
در اين مدل فرض مي شود كارايي بنگاه i ام در طول زمان تغيير مي كند. در اين مدل به طـور كلي فرض مي شود كه شعبه ها (بنگاه ها) با يكديگر تفاوت ساختاري ندارند و ويژگي هـاي خـاصهر شعبه (بنگاه) تأثيري در عدم كارايي ندارند (كريمي،1381).
مدل دوم مدل بتيس كوئلي (1995) (مدل اثرهاي ساختاري)
اين مدل را نخستين بار بتيس و كوئلي در سال 1995 مورد اسـتفاده قـرار دادنـد كـه بـهصـورترابطه ي شماره ي 3 تعريف مي شود.
Cit =F(yir ,Pjit ,zi;β) +vit +uit ,vit (3 رابطه ي
تمام علائم بهكار رفته در اين رابطه، همانند رابطه ي شماره 1 است و zi بردار ويژ گـي هـايخاص هر شعبه (بنگاه) است كه به طور مستقيم در داخل مـدل آورده مـي شـود وuit بـه شـكلرابطه ي شماره ي 4 تعريف مي شود و داراي توزيع نرمال منقطع به صورت زير است.

uit = ziδ+wit (4 رابطه ي
uit ≈ N(ziδ,σa2) (5 رابطهي
wit: متغير تصادفي با توزيع نرمال منقطع با ميانگين صفر و واريانس 2σw است وui و vi از همديگر مستقل اند و δ متغيرهايzi هستند كه در داخل مدل برآورد مي شوند. اين مدل فرض مي كند كه ناكارايي در قالب متغيرهاي توضيحي اي بيان مي شود كه بيانگر ويژگي هاي خاص هر شعبه هستند. در اين حالت فرض مي شود كه شعب بانك داراي تفاوت هاي ساختاري با همـديگرهستند و همين ويژگي هاي خاص هر بنگاه بر كارايي بنگاه مؤثر هستند (كريمي، 1381).
مدل پژوهش
تابع هزين ه مرز تصادفي انعطاف پذير ترانسلوگ است كه در آن جـزء نا كـارايي بـه وسـيله ي مـدل (بتيس و كوئلي (1992) و مدل بتيس (1995) تعريف مي شود و به شرح رابطـه ي شـماره ي 6 در نظر گرفته شده است (كريمي،1381).
logcit =βo +βq logqit +∑4βj.logPjit +

1βqq(logqit)2+

1∑∑4 4 jklogPjitlogPkit
j=122j= =1 k 1
44
+∑βqj logqit logPjit +βs logsit +βqs logqit logsit +∑βjs logPjit logsit
رابطه ي 6) 1=j=1j
uitj ≥ k
كه در آن زير نويس هاي وt بيانگر شعبه ام و مال ام است؛ logC: لگاريتم هزينه كل؛
logq: لگاريتم ستانده ي شعبه كه در اين پژوهش حجم كل تسهيلات اعطايي غيرتكليفـيمدنظر بوده؛
1logP: لگاريتم ميانگين دستمزد سالانه ي پرداختي به هر نفر نيروي كار است؛
2logP: لگاريتم متوسط سود پرداختي به سپرده هاي سرمايه گـذاري مـدت دار (كوتـاه مـدت،بلندمدت) است. (نرخ ميـانگين سـود پرداختـي از تقسـيم كـل سـود پرداختـي بـه سـپرده هـايسرمايه گذاري برحجم سپرده هاي سرمايه گذاري به دست آمده است)؛
3log P: لگاريتم ميانگين نرخ استهلاك دارايـي ثابـت اسـت . (ميـانگين نـرخ اسـتهلاك ازتقسيم كل هزينه ي استهلاك بر ارزش كل داراييهاي ثابت شعبه) محاسبه شده است؛
4logP: لگاريتم نرخ هزينه هاي اداري است كه از تقسـيم كـل هزينـههـاي اداري بـر كـلتسهيلات اعطايي غيرتكليفي به دست آمده است؛
logs: لگاريتم شعبه نهاده ثابت، سپرده هاي قرض الحسنه است؛ هزينههاي كل شعبهي بانك نيز از مجموع موارد ذيل تشكيل شده است.
هزينهي پرسنلي، هزينهي سود پرداختي به سپرده هاي مدت دار، هزينه استهلاك داراييهـا ي ثابت، هزينه هاي اداري و ساير هزينه ها.
متغيرها
متغيرهاي محاسباتي
در اين پژوهش، مقدار كل هزينه هاي شعبه كه شامل سـود پرداختـي بـه سـپرده هـاي مـدت دار هزينه هاي پرسنلي، هزينه هاي اداري، هزينه هاي استهلاك و ساير هزينه ها است، به عنوان متغير وابسته در نظر گرفته شده است. شايان ذكر است كه هزينه هاي كل با استفاده از شاخص ضمني قيمت (سال پايه 1380) تعديل شده است. همچنين حجم كل تسهيلات اعطايي غيرتكليفي شعببانك، به عنوان ستانده شعب در تابع هزينه وارد شده است.
متغيرهاي آماري
همان طوركه اشاره شد اين دسته از متغيرهـا در اصـل متغيرهـايي اصـلي پـژوهش هسـتند و در مدل هاي آماري به كار برده مي شوند تا با توجه به آمارهاي محاسبه شده در راسـتاي تأييـد يـا رد فرضيهها ي پژوهش به كارگرفته شوند. بديهي است اين متغيرها با توجه به فرضيه هـاي پـژوهش بيان مي شوند. بنابراين با توجه به فرضيه ي اصلي اين پژوهش، چهار متغير مستقل به شـرح ذيـلدر نظر گرفته شده است.
الف) اندازه ي اقتصادي شعب
بزرگي و اندازه ي اقتصادي شعب بانك ها با معيارهاي متفاوتي از قبيل تعداد پرسـنل، جمـع كـلدارايي ها يا مجموع سپرده هاي هر شعبه بيان مي شود. اين معيارها دركل همبستگي بسيار بالايي با يكديگر دارند و در هر پژوهش بسته به شرايط و جامعه ي مورد نظر، يكي از آنها به كـار گرفتـهمي شود. با توجه به اينكه اكثر مطالعات اخير، معيار مجموع سپرده هاي شعب بانك ها را به عنـوان شاخص اندازه به كار برده اند، در اين پژوهش مجموع سپرده هـاي هـر بانـك بـه عنـوان شـاخصاندازه ي آن شعبه اختيار شده است.
نسبت داراييهاي ثابت به كل داراييها
با توجه به اينكه اموال غيرمنقول بخش كلاني از مانـده دارايـي هـاي ثابـت بانـك هـا را تشـكيلمي دهد، اين مانده مي تواند شاخص مناسبي از سياست هاي سرمايه گذاري بانكها در امـر امـوالغيرمنقول را بيان كند. از تقسيم اين مانده به كل دارايي هـاي هـر بانـك در هـر سـال، نسـبتيبه دست مي آيد كه شدت سرمايه گذاري هر بانك در مقايسه با بانكهاي ديگـر در ايـن زمينـه رانشان مي دهد.
سطح تحصيلات كاركنان
هدف از آوردن اين متغير در رديف متغيرهاي مستقل، بررسي ارتباط بين سياست هاي آموزشـي و استخدامي بانكها و ميزان كارايي آن بانكها است. يكي از معيارها براي انعكاس اين امر درصد كارمندان بالاتر از ليسانس هر شعبه نسبت به كل كارمندان است.

د ) درجه به كارگيري فناوري
استفاده از فناوري در ارائهي خدمات بانكي بـا عنـوان بانكـداري الكترونيـك و همچنـين ميـزانبه كارگيري مؤلفه هاي فناوري اطلاعات و ارتباطات، ازجمله بستر هاي نرمافزاري و سخت افـزاريو شبكههاي ارتباطي، باعت افزايش كارايي و اثربخشي شعب خواهد شد. پس اين متغير مي تواند به عنوان يكي از عوامل مؤثر بركارايي شعب در نظر گرفته شود.
روش پژوهش
اين پژوهش بر اساس اهداف و سؤال هاي مطرح شده ي يك پژوهش علمي و كـاربردي اسـت و بر اساس نوع ماهيت و روش پژوهش يك توصيفي ـ همبستگي است.
جامعه ي آماري مورد بررسي در اين مطالعه شعب بانك سپه (52 شعبه سرپرستي منطقـه ي دو استان تهران) كه تعداد جامعه ي آماري با نمونه ي آماري برابـر اسـت و از روش سـر شـمارياستفاده شده است. محدوده ي جغرافيايي و پراكندگي شعب در اين منطقه بـهگونـه اي اسـت كـهشعب مناطق شمال شهر با موقعيت اقتصادي مناسب و همچنـين شـعب كوچـك و بـا موقعيـتبازاري و مسكوني و خدماتي در جنوب شهر را پوشش مي دهد.
در اين پژوهش براي گردآوري اطلاعات از روش اسنادي ـ كتابخانه اي استفاده شـده اسـت .
اطلاعات آماري مورد نياز براي سه سال مالي (1384، 1385، 1386) به طـور مسـتقيم از بـيلانحسابداري شعب استخراج شده است.
نرم افزار مورد استفاده در اين پژوهش برنامه ي كامپيوتري Frontier 4.1 است كه توسط تيم كوئلي از دانشگاه نيوانگلند، براي تخمين متغيرهـاي تعـدادي از توابـع توليـد و هزينـه ي مـرزيتصادفي به روش حداكثر درست نمايي (MLE) تهيه شده است. دو مدل اصلي در نظر گرفته شده
در اين برنامه، مدل كارايي متغير با زمان بتيس وكوئلي (1992) و مدل كـارايي بتـيس و كـوئلي (1995) هستند (كريمي، 1381).
يافتههاي پژوهش
تخمين هاي حداكثر درست نمايي (ML)، متغيرهـاي تـابع هزينـه ي مـرزي تصـادفي ترانسـلوگمعرفي شده كه با فرض وجود جزء ناكارايي تعريف شده است و به وسيله ي مدل اول و دوم مـوردسنجش و اندازه گيري قرار گرفت.
در هر دو مدل تخمين متغيرها و ضرايب معنادار هستند. تخمـين متغيرهـاي مـدل ناكـارايي متغير با زمان، نشان مي دهد كه ناكارايي اقتصادي (هزينه) طي زمان افزايش يافته؛ چراكه متغيـر η منفي برآوردشده است (129/0- = η) براي تصميم گيري دقيق تر در قسمت آزمون فرضيه هايمدل با استفاده از نسبت حداكثر درستنمايي اين مسئله را واضح تر بيان خواهيم كرد.
اما در مورد متغير γ كه در واقع نشان دهندهي لزوم وجود ناكارايي است، در مدل اول برابر 94 درصد است و مي توان گفت كه 94 درصد از خطاهاي مدل، به دليل وجود جزء ناكارايي است كـهاين موضوع با توجه به آمارهي t اين متغير آشكارتر مي شود؛ چراكه آماره ي t برابر با 73/40 است و معنادار بودن ضريب γ پذيرفته مي شود. پـس مـيتـوان گفـت بـهدليـل وجـود جـزء ناكـارايي تخمينهاي ML به روش ols ترجيح داده مي شود. اما در مورد مدل دوم، مي توان بـه ايـن نكتـهتوجه كرد كه متغيرهاي خاص هر شعبه كه نشـان دهنـده ي تفـاوتهـاي سـاختاري شـعبه هـاي مختلف است، در مدل معنادار هستند، بهطوري كه آماره هاي t هر چهار متغير (4δ1 ,δ2 ,δ3,δ) در سطح 5% معنادار هستند.
uit =δ0 +δ1z1it +δ2z2it +δ3z3it +δ4z4ic +wit uit =−0/019zit +0/018z2it −0/016z3it −0/028z4it (7 رابطه ي
(−1/52)(6/11)(−2/05)(−3/02)
1z : اندازه ي اقتصادي شعبه با ناكارايي رابطه ي منفي دارد.
ضريب متغير 1z است كه نشان دهندهي تأثير اندازه ي اقتصادي شعبه بر كارايي است. بـاتوجه به اينكه تأثير اندازه ي اقتصادي شعبه بر ناكارايي منفي است(019/0)، پس مي توان گفت با افزايش اندازه ي اقتصادي شعب يا ميزان جذب سپرده ها، كارايي شعب نيز افزايش مي يابد.
2z : نسبت دارايي هاي ثابت به كل دارايي ها با ناكارايي رابطه ي مثبت دارد.
ضريب متغير 2z است كه نشان دهنده ي تأثيرگذاري نسـبت دارايـي هـاي ثابـت بـه كـلدارايي ها بر كارايي به ميزان(018/0)اسـت . رابطـه ي مثبـت بـين ايـن متغيـر و نا كـارايي شـعب ، نشان دهنده ي ميزان تأثيرگذاري نسبت داراييهاي ثابت به كل دارايي ها بر كارايي است.
3z : تحصيلات كاركنان شعبه با ناكارايي رابطه ي منفي دارد.
ضريب متغير 3z است كه نشان دهنده ي ميزان تأثير متغير نسبت تحصيلات كاركنان بـركارايي است. تأثيرگذاري اين متغير بركارايي برابر ( 016/0) و مثبت تخمين زده شده است.
4z : درجه ي به كارگيري فناوري شعب با كارايي رابطه ي مثبت دارد.
با استفاده از تخمين مدل ميزان تأثير مثبت ضريب متغير 4z بر كارايي(028/0) برآورد شده است.
آزمون فرضيههاي مدل
آزمون فرضيههـا ي مـرتبط بـا متغيرهـاي توا بـ ع مـرزي تصـادفي بـا اسـتفاده از آزمـون نسـبت درستنمايي (LR ) بشكل زير است. رابطهي 8) {[(1λ=−2{log[L(H0)/L(H1)]}=−2{log[L(H0)−L(Hكه در آن؛ γ آماره ي آزمون، (0L(H و (1L(H مقادير تابع حداكثر درست نمايي بـا توجـه بـهمحدوديت هاي مشخص شده به وسيله ي فرضيه ي صفر (0H) و فرضيه ي مقابل (1H) است.
آزمون فرضيه ي مدل اول
با توجه به آزمون فرضيههاي مختلف مدل اول، بهينه ي مدل ناكارايي متغير با زمان اسـت؛ زيـرابا توجه به آماره ي آزمون فرضيه ي صفر (0(Hكه بيان كننده ي مدل بهينه ي نامتغير با زمان بـود ، رد مي شود و فرضيهي مقابل (1H) پذيرش مي شود.
با توجه به آزمون فرضيههاي مختلف، متغيرهاي هر دو مدل نشان مي دهنـ د كـه مـدل اولارجح، مدل ناكارايي (متغير با زمان) است كه درآن، جزء ناكارايي داراي توزيع نيمه نرمـال اسـت . براس اس تخم ين متغيره اي م دل 94% = اس ت و آم اره ي آزم ون t مرب وط بـه آن ني ز، نشان دهنده ي معناداري ضريب فوق، يعني برآوردهاي (ML) حـداكثر درسـت نمـايي بـه بـرآورد (CLOS) ترجيح دارد.
جدول 1. آزمون فرضيه هاي مدل اول
مدل اول Loglikelihood λ مقدار بحراني تصميم
H0 :µ=η= 0 120/69 8/96 5/99 رد
H0 :βij =βqy =βss = βys =βyj =βsj =0 95/54
59/26 32/67 رد

آزمون فرضيه ي مدل دوم
مدل دوم ارجح، مدلي است كه در آن 0 = است و ناكارايي شعب تابعي از ويژگي هاي خـاصهر شعبه از جمله اندازه ي اقتصادي شعبه، نسبت دارايي هاي ثابـت بـه كـل دارايـي هـاي شـعبه، تحصيلات كاركنان و درجه بهكارگيري فناوري شعبه است.

جدول 2. آزمون فرضيه هاي مدل دوم
مدل اول Loglikelihood λ مقدار بحراني تصميم
H0 :δ0 = 0 93/68 -3/06 3/84 پذيرش
H0 :δi = o,i =1..4 75/34 39/74 9/48 رد
H0 =βij =βqy =βss = βys =βyj =βsj =0 58/48 73/46 32/67 رد

نتيجهگيري و پيشنهادات
ميانگين كارايي اقتصادي شـعب در قالـب دو مـدل معرفـي شـده محاسـبه شـد. در تـابع هزينـهترانسلوگ ميزان كارايي اقتصادي بر اساس مدل اول براي سالهـاي (84، 85 و 86)، بـهترتيـب(80، 77 و73) درصد و براساس مدل دوم بـه ترتيـب (69، 64 و58) درصـد محاسـبه شـد . علـتاختلاف ميزان كارايي بين مدل اول و دوم، وجود متغير هـاي سـاختاري هـر شـعبه در مـدل دوماست.
همانطوركه نتايج نشان مي دهد، ميزان نا كـارايي شـعب براسـاس مـدل اول درطـول زمـانافزايش يافته است، به طوري كه ميزان ميانگين كارايي از 80 درصد در سال 84 به 77 درصـد در سال 85 و درنهايت 73 درصد در سال 86 رسيده است و علت اين امر شايد رشد كمتر تسهيلات پرداختي نسبت به رشد هزينه ها باشد، بهطوري كه رشد تسهيلات هم پاي رشـد هزينـه افـزايشنيافته است.
با توجه به فرضيه ي اصلي پژوهش كه (حجم تسهيلات اعطايي در شعب مورد نظر با وجـودهمين سطح نهاده قابل افزايش است)، ميتوان اظهار نظر كرد كه با مقايسه و تحليـل نتـايج درمدل، شعب تحت پوشش ارائه ي تسهيلات را با كمترين هزينه انجام نـداده انـد ، پـس مـي تـوانهمين سطح از اعطاي تسهيلات و همچنين ارائهي خدمات را با نهاده هاي كمتر ايجاد كرد يا بـاهمين ميزان نهاده ستاندهي بيشتري را توليد كرد.
همچنين در مورد ساير فرضيه هاي پژوهش ميتوان اينچنين تحليل كرد.
با توجه به اينكه تأثير متغير اندازه ي اقتصادي شعبه بر ناكارايي منفي است، ميتوان گفت با افزايش اندازهي اقتصادي شعب يا ميزان جذب سپرده ها، كارايي شعب نيز افزايش پيدا مي كند.
بنابراين پيشنهاد ميشود كه به مسئلهي مكـان يـابي شـعب توجـه جـدي شـود و بـا اسـتفاده ازروش هاي نوين در مكان يابي شعب، نسبت به تأسيس شعب جديد اقدام و در تأسيس شعب جديد به اندازه ي اقتصادي آن توجه شود.
رابطه ي مثبت بين متغير نسبت دارايي هاي ثابت بـه كـل دارايـي هـا و نا كـارايي شـعب ، نشان دهنده ي ميزان تأثيرگذاري نسبت دارايي هاي ثابت به كل دارايي ها بر كارايي است. بنابراين افزايش غيرمتعارف در دارايي هاي ثابت از طريق كـاهش سـتانده هـا و افـزايش داده هـا ، موجـب كاهش كارايي بانك ها مي شود. بنابراين نظارت مستمر به ايـن شـاخص در توسـعه ي فيزيكـي ورشد اموال غيرمنقول شعب، مي تواند باعث افزايش كارايي شعب شود (اميري، 1380).
رابطهي مثبت بين سطح تحصيلات كاركنان با كـارايي شـعب، نشـان دهنـده ي نقـش واهميت تخصص و آموزش كاركنان بر افزايش كارايي شعب است. نيروي انساني متخصص يكـياز مهمترين دادههاي يك اقتصاد نوين است؛ چرا كه پيش نياز هر گونـه تغييـر، تحـول و تكامـلاجتماعي ـ اقتصادي وجود انسان هاي ارزشمند و متحول است. به كـارگيري افـراد بـا تحصـيلاتبالا، متضمن تغييرات ساختاري و طراحي مشاغل تخصصي جديد است. بنابراين پيشنهاد ميشود براي افزايش انگيزه و بهرهوري نيروي انساني شرح وظايف و مشـاغل از حالـت كـاركرد سـنتي، بهسمت كاركردهاي تخصصي متناسب با رشد فناوري تغيير يابد.
با توجه به رابطه ي مثبت بين درجـه ي بـه كـارگيري فنـاوري و كـارايي شـعب پيشـنهاد مي شود با رشد روزافزون تكنولوژي هاي فناوري اطلاعات و ارتباطات و به خـدمت گـرفتن آن در سيستم بانكي و همچنين رقابت تنگاتنگ بين بانكها و ورود مؤسسه هـاي مـالي و بانـك هـا ي خصوصي جديد، براي افزايش تـوان رقابـت بـين بانـك هـا از مؤلفـه هـاي فنـاوري اطلاعـات و ارتباطات، ازجمله سيستم هاي نرم افزاري و سـخت افـزاري ، همچنـين توسـعه ي زيرسـاخت هـا ي ارتباطي شبكه در غالب بانكداري الكترونيك بهره گيري مؤثر شود و همچنـين در جهـت ارتقـا و
افزايش سطح علمي كاركنان با علوم و فنون و تحولات بانكداري نـوين ، آمـوزش هـاي جديـد و متناسب با آن ارائه شود.
همچنين در ذيل پيشنهادهايي براي پژوهش هاي آينده ارائه شده است:
بررسي نحوهي بهينه سازي متغيرها و ضرايب در تعيين درجهبندي شعب بانك؛
بررسي نحوهي تعيين عوامل مؤثر در تأسيس و توسعهي شعب بانك در يك شهر؛
بررسي نقش تحصيلات در مشاغل مختلف بانك و ميزان علاقه مندي افـراد بـا تحصـيلاتعالي به استخدام در بانك؛
بررسي ويژگي ها و شاخصه هاي مديريت اثربخش در شعب بانك؛
مدل سازي و بهينه سازي هزينه خدمات بانكي.
منابع
اميري، ه. (1380). بررسي كارايي بانك هاي تجاري در ايران. پايان نامه ي كارشناسي ارشـد . تهـران :
دانشكده ي اقتصاد دانشگاه تهران.
اميري، ه.، رئيس صفري، م. (1384). بررسي كارايي بانكهاي تجاري در ايران و عوامل نهادي مؤثر بر آن، دو فصلنامهي علمي پژوهشي جستارهاي اقتصادي، سال دوم شماره (3): صفحات97-62
برهاني، ح. (1376). سنجش كارايي در بانكهـاي تجـاري ايـران و ارتبـاط آن بـا تعـدادي از ابعـادساختاري و مالي. رساله ي دكترا، دانشگاه آزاد اسلامي، واحد علوم و تحقيقات.
صارمي م.، خوييني، ا. (1383). تعيين و پيشبيني كارايي شعب بانك ملت قزوين با اسـتفاده از روشتحليل پوشش دادهها، مجله ي دانش مديريت،شماره 64 : صفحات 127-106
عابدي، پ. (1379). تخمين كارايي فني صنعت بانكداري، پزوهش هاي اقتصـاد ي، شـماره (6)پـاييز :
صفحات84-63
كريمي، م. (1381). بررسي كارايي شعب مختلـف بانـك كشـاورزي و تعيـين عوامـل مـؤثر بـر آن.
پايان نامه ي كارشناسي ارشد. تهران: دانشكده ي اقتصاد دانشگاه تهران.
مالك، ف. (1369). كارايي سازمان، مجله تدبير، شماره (5) مهر.
نصيري، ن. (1382). بررسي كارايي سيستم بانكي با كاربرد تحليل پوششـي داده هـا، پـژوهش هـاياقتصادي، شماره (9 و 10) پاييز و زمستان: صفحات 165-133.
.9 Burki, A.A. and Shabbir Khan Niazi, GH. (2003). The Effects of Privatization, Competition and Regulation on Banking Efficiency in Pakistan (1991-2000), November 12, University of Manchester.
.01 Afriat, S.N. (1972). Efficiency estimation of production function, International Economic Review, 13 (3): 568-598.
.11 Aigner, D.J. and Chu, S.F. (1968). On Estimating the Industry Production American Economic Review, 58 (4): 826 – 839.
.21 Aly H.Y., Grabowski, R., Pasurka, C. and Rangan, N. (1989). Technical, Scale, and Allocative Efficiencies in U.S. Banking: An Empirical Investigation, The Review of Economic and Statistics, 72 (2): 212-218.
.31 Battese, G.E., Heshmati, A. (1998). Efficiency of Labour Use in the Swedish Banking Industry: A Stochastic Frontir Approach, Working Paper of New England University.
.41 Berger, A. N. and Humphrey, D. B. (1991). The Dominance of Inefficiencies over Scale and Product mix Economies in Banking, Jornal of Monetray Economies, 28 (1): 119-132.
.51 Coelli, T.J., Rao, D.S.P. and Battese. G.E. (1998). An Introduction to Efficiency and Productivity Analysis, London, Kluwer Academic
Publishers.
.61 D Khaled A. H. (2004). Operational Efficiency in Islsmic Banking: The Sudanese Experience. From :www.irti.org/sudan%20-banks.pdf-134k.

.71 Emerson, H. (1912). The Twelve Principles of Efficiency, The engineering Magazine, New York.
.81 Emmanuel, K., Miller, S.M. and Thanasios, A., Noulas, G. (1994). Cost inefficiency of Commercial Banks: A FLEXIBLE Stochastic Frontier Approach. Journal of mony, Credit and Banking, 26 (4): 875-890.
.91 Greene, W .H. (1980). Maximum Likelihood estimation of econometric ftontier function, jour nal of econometrics, 31 (1): 27 – 35.
.02 Kaparakis, E.I., Miller, S.M. (1994). Short-run Cost Inefficiency of commercial Banks: A Flexible Stochastic Frontier aproach. Journal of Money, Credit and Banking, 26 (4): 875-890.
.12 Kabir Hassan, M. (2003). Cost, Profit and X-Efficiency of Islamic Banks in Iran Proposal Prepared for the Monetary and Banking Academy of the Central Banks of Iran, 7 June.
.22 Hanif Akhtar, M. (2003). X-Efficiency Analysis of Commercial Banks in Pakistan, October 30.


دیدگاهتان را بنویسید