نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار حسابداری دانشگاه الزهرا
2 دانشجوی کارشناسی ارشد دانشگاه الزهرا
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
This research estimates a measure of systemic risk, namely Systemic Expected Shortfall, as the aggregate amount of capital that financial institutions need in order to offset a certain fraction of liabilities when the financial system is undercapitalized. Each financial institution’s SES is a combination of market capitalization, appropriate capital adequacy ratios and liabilities. The main purpose of this study is rating the financial institutions in the current economy. To do this, a sample of 31 financial institutions listed in Tehran stock exchange during period from 2009 to 2012 was selected. Therefore, this study: (i) derives the appropriate leverage level that allows financial intermediaries don’t have negative externality to overall economy during the possible crisis; (ii) explains the ability of the Marginal Expected Shortfall and insolvency risk measures to estimate the percentage variation of market capitalization and liabilities using multiple Regression; (iii) identifies the most systemic importance of financial institutions (SIFIs), using SES.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
در بحران 2008، عدم پرداخت وامهای مسکن بدون پشتوانه امریکا تبدیل به بزرگترین بحران بعد از رکود بزرگ شد. به علت تسویه نشدن صدها میلیارد وام مسکن، بانک‌ها مشکوک به زیانهای اعتباری بالقوه‌ای شدند که ترجیح دادند خطر خود را در بازارهای بین بانکی کاهش دهند. چرا که افزایش نرخ بهره بین بانکی و سواپ نکول اعتباری، مشکل کمبود نقدینگی و محدودیت اعتباری موسسات تجاری را در پی داشت. تحلیل دقیق و عمیق از چگونگی نشات گرفتن بحران‌های وامهای بدون پشتوانه و تکامل یافتن ان نشان داده است حوادث مالی چشمگیر غالبا مربوط به پیچیدگی‌های ایجاد شده ناشی از ابزار‌های مالی جدید (مثل مشتقات)، دید کوتاه مدت مدیریت بانک‌ها و سهامداران، دلالان، و ورشکستگی بانک‌های بزرگ، و اژانس‌های رتبه بندی، مقامات نظارتی بازارهای مالی جهانی در ارزیابی و جلوگیری از بحران می‌باشد. ریسک سیستمی مربوط به مشارکت کنندگان بازارهای مالی می‌باشد که هر کسی از میزان خطر و تهدید ان اگاهی دارد ولی هیچ یک نمی‌دانند کی و کجا اتفاق خواهد افتاد. دلیلی ندارد که همه با ان مواجه شوند اما شکی در وجود ان نیست (شلدون و ماورر، 1998). بحران مالی جهانی باعث شده است که دانشگاهیان؛ قانون گذاران و ناظران بانکی کل سیستم مالی را تغییر شکل دهند. چرا که نبودن یک چارچوب یک پارچه منطقی خطر رفتاری را در بین واسطه‌های مالی تقویت می‌کند و باعث می‌شود که آنها راه گریز در سیستم را از طریق نواوری‌های مالی و مشتقات جدید (میلر1991) بیابند و از تصمیمات نظارتی سود کسب کنند (استیگلر1971؛ پلتزمان1976). در طول بحران مالی، موسسات مالی خطرناک و با استقراض بالا دارایی‌های خود را با یک قیمت زیرارزش بازار به نقد تبدیل می‌کنند تا با فروش سریع ان بستانکاران خود را راضی نگه دارند. از این رو یک فروش پرسرعت منجر به مشکلات نقدی می‌شود و ممکن است تبدیل به سقوطی شود که بتواند به کل سیستم مالی گسترش یابد و سبب کمبود سرمایه به هم پیوسته شود (براون میرو همکاران2009). ریسک سیستمی اوج این حادثه است که در ان بدهی‌های تهدید شده وکاهش ظرفیت وام دهی ثبات سیستم مالی را به خطر می اندازد بنابراین سرمایه نقش مهمی را در این محدودیت اعتباری بهم پیوسته دارد. این پژوهش نقش سرمایه در موسسات مالی و ارتباط ان را با ریسک سیستمی میسنجد. در این مطالعه ریسک سیستمی مجموع کل سرمایه‌ای است که موسسات مالی برای جبران نسبت خاصی از بدهی نیاز دارند. این کمیت همان کمبود مورد انتظار سیستمی می باشد که نشان دهنده تفاوت مورد انتظار ارزش شرکت از ارزش موجود در بحران می‌باشد. این پژوهش مطابق با مدل نظری اچریا (2010؛2011) است که شواهد تجربی ان به وسیله وی برای بحران 2007-2009 ارائه شده است. علت اهمیت این تحقیق در طول بحران مذکور این بود که به طور متوسط موسسات مالی امریکا که قبل از بحران یک سطح کمبود مورد انتظار نهایی پایین را گزارش کرده بودند و درجه بالای استقراض (اهرم) را نشان دادند به شدت در طول بحران مالی اخیر تجدید ساختار کردند چراکه یک انحراف زیاد از سطح استقراض مناسب را داشتند و به طور متوسط مقدار سرمایه ی مورد نیاز موسسات مالی را برای اجتناب از هزینه‌های اجتماعی برای کل اقتصاد افزایش دادند. هدف اصلی این پژوهش رده بندی موسسات مالی داخلی بر اساس میزان اهمیت انها در کمک به کمبود سرمایه سیستم مالی در اقتصاد حاضر بوده است. در این پژوهش تجدید ساختار سرمایه و نوسانات کمبود مورد انتظار سیستمی هر موسسه به وسیله نوسانات مقدار کل ارزش بازار سهام و بدهی‌ها توضیح داده خواهند شد. که بررسی اخیر روی یک نمونه از موسسات مالی کشور طول سال‌های 88-91 انجام شده است. که مقارن با بحران 2007-2009 می‌باشد. معیار‌های ریسک سیستمی مربوط‌اند به شرکت‌های ورشکسته و در حال ورشکستگی که از عواقب بدیهی رکود ارزش حقوق صاحبان سهام شرکت‌ها با استقراض بالا است. این نظریه در تحلیل تئوریکی اچریا (2010) بیان شده است اگر ارزش حقوق صاحبان سهام یک موسسه به زیر بدهی هایش سقوط کند قادر به انجام فعالیت نمی‌باشد؛ چارچوب اچریا ریسک سیستمی را در دوبخش در نظر می‌گیرد: زیانهای هر موسسه مالی در طول یک شکست خاص ویک شکست خارجی که بقیه اقتصاد را وقتی که تمامی واسطه‌های مالی کمبود سرمایه داشته باشند در گیر کرده است، که آن را کمبود سرمایه مورد انتظار سیستمی (SES) معنی کرده است. انتخاب یک ساختار سرمایه بهینه یک استراتژی مهم برای شرکت‌ها می‌باشد، و یک تفاوت اساسی بین موسسات مالی و غیر مالی وجود دارد که موسسات غیر مالی استقراض خود را بدون در نظر گرفتن الزامات خاص تعیین می‌کنند و برعکس موسسات مالی سرمایه مورد نیاز خود را به گونه‌ای در نظر میگرند که احتمال نکول را کاهش دهند و از اثرات جانبی منفی که هزینه اجتماعی تولید می‌کند جلوگیری کنند بنابراین نبود ذخیره سرمایه کافی نکته مهمی در ریسک سیستمی می‌باشد. پس سوال این است که چطور قانون گذاران باید سرمایه مورد نیاز خود را تنظیم کنند تا احتمال نکول تعهدات موسسات مالی را کاهش دهند و از ریسک سیستمی جلوگیری کنند که پاسخ ان موضوع اصلی بسیاری از پژوهش‌های محققان مالی می‌باشد. چارچوب ارائه شده در این مقاله مطابق مدل نظری اچریا (2010؛2011) می‌باشد. در این تحقیق شرح داده شده است که چطورسرمایه باعث می‌شود که موسسات مالی انگیزه مدیران را کنترل کنند و چطور کمبود سرمایه تجربه شده به وسیله موسسات مالی ممکن است ثبات سیستم مالی را به خطر اندازد و چطور، بحران و هزینه‌های اجتماعی را وارد می‌کند اچریاو همکاران (2010). این عوارض جانبی منفی ممکن است به دلیل‌های گوناگون افزایش یابد. در این زمینه برانمیر و همکاران (2009) ؛ پدرسن (2009) نشان دادند که چگونه بحران اخیر به خاطر سخت شدن بازار بدهی‌های کوتاه مدتی که عوارض جانبی منفی در اقتصاد داشته ایجاد شده است. در بحران اخیر بسیاری از دانشمندان سعی کردند در خصوص اندازه‌گیری ریسک سیستمی بحث کنند. که نمونه‌های ان در نگاره شماره 1 بیان شده است.
مروری بر پیشینه پژوهش
نگاره (1): مروری بر پیشینه پژوهش
|
محققان خارجی |
سال |
|
|
هابریچ و اچل |
(1993) |
موضوع تغییرات ساختار اوراق تجاری قابل معامله بانک‌های تجاری امریکا را بررسی کردند. این تغییر پرتفوی هم زمان با یک تغییر مهم در ساختار قانونی مالی اتفاق افتاده است. که بیش از 100 میلیون سهم از اوراق بهادار دولتی و املاک و مستغلات و بانک‌های تجاری در طول سال‌های 19973-1993 بررسی شدند. قانون گذاران بانکی در سراسر جهان با یک تنظیم مشترک مبتنی بر ریسک برای سرمایه مورد نیاز موافق‌اند. |
|
دبانت |
(1995) |
اشاره کرد که چطور انباشته شدن شوکهای فردی روی بازده دارایی بانک‌ها تاثیر میگذارد. اگر سپرده گذاران در یک بانک از مشکلات بانک اگاه شوند سپرده گذاران سایر بانک‌ها در انتظاراتشان از کل شوکها تجدید نظر می‌کنند و در نتیجه بر بازده دارایی بانکشان تاثیر میگذارند. |
|
دیمسن و مارش |
(1996) |
روش‌های برجسته برای تنظیم سرمایه مورد نیاز پرتفوی شرکت‌های سهامی استفاده شده است. این ازمون روی یک نمونه بزرگی از بازارهای سهام امریکا در طول یک دوره قابل توجه از بحران بازار سهام 1985-1995 که بسیار گسترده است انجام شده است و نشان داده رویکرد ساختاری که مورد علاقه قانون گذاران اروپا و امریکا است برای پوشش موثر کافی نیست. |
|
اسربی و دیریک تاسچه |
(2002) |
کمبود مورد انتظار را یک انسجام طبیعی جایگزین برای ارزش در معرض خطر معرفی کرده‌اند. این طرح اماری با یک روش ساده میانگینی از بزرگترین زیان در نمونه بازده‌های پرتفوی را تخمین میزند. |
|
مارتین هلوینگ |
(2008) |
در مقاله ریسک سیستمی در بخش مالی، بحران مالی وام رهنی بدون پشتوانه، علت بحران اخیر سیستم مالی جهان را با تاکید خاص روی عناصر سیستمی که بحران اوراق با پشتوانه وام رهنی در ایالات متحده در یک بخش کوچک سیستم به بحران گسترده جهانی تبدیل کرده را تحلیل کردند. بخش اول مقاله نقش وام مسکن بدون پشتوانه را به عنوان مکانیسمی برای تخصیص ریسکها از سرمایه گذاری‌های املاک و مستغلات ارائه می‌دهد و اینکه چه چیزی اشتباه بوده و علت اجرای این مکانیسم در ایالت متحده بحث می‌کند. بخش دوم این مقاله در خصوص انتشار ریسک سیستمی در بحران بحث می‌کند. دو عنصر ریسک سیستمی شناسایی شده است. اول اهمیت بیش از اندازه انتقال از طریق کانال‌ها و ابزار‌های سرمایه گذاری ساخت یافته (SIV) ؛ که در بحران 2007 اتفاق افتاد؛ تهدید اوراق با پشتوانه دارایی که به وسیله این ابزارها ایجاد شد و سقوط قابل توجه اضافی قیمت اوراق راتحت تاثیر قرار داده است. دوم سیستم مالی با وجود اینکه برای تشخیص تخلف و نکول در وام مسکن امریکا و از کار افتادگی انتقال سررسید ابزارها (SIV) طراحی شده بوده، با اثر متقابل بد عمل کردن و یا حتی سقوط حسابداری ارزش منصفانه و عدم کفایت سرمایه سهام در موسسات مالی خنثی شده و سرانجام اثرات سیستمی قوانین احتیاطی یک سقوط زیان اور مارپیچ شکل در کل سیستم مالی ایجاد کرده است. |
|
اچریا و همکاران |
(2009) |
ریسک سیستمی را به صورت یک مدل اندوژنی از بازده دارایی‌هایی که به وسیله بانک نگهداری می‌شود طراحی کردند. یک بحران مالی از نظر ماهیت سیستمی است اگر بسیاری از بانک‌ها با هم شکست بخورند و یا شکست یک بانک سبب سرایت ورشکستگی به دیگر بانک‌ها شود. |
|
تراشو و بریو |
(2009) |
به طراحی ابزار‌های احتیاطی که هدف ثبات مالی دارند در سطح سیستم مالی اشاره دارد که یک روش برای تخصیص رسیک سیستمی به هر موسسه را ارائه داده است. و از این رو 3 محرک ریسک سیستمی موسسه را شرح داده‌اند. یکی ریسکی بودن هر موسسه که به وسیله احتمال ورشکستگی ان ایجاد می‌شود، و سایرین درجه اشباع یا ناهنجاری سیستم می‌باشد که با کاهش تعداد موسسات و میزان وابستگی افزایش مییابد سرانجام محرک اخر خطر موسسات مربوط به معیار‌های ریسک عمومی (سیستماتیک) می‌باشد که به خاطر اینکه موسسات مشابه هم هستند یا به خاطر اینکه موسسات به هم وابسته هستند افزایش می یابد. |
|
کانت |
(2009) |
ریسک سیستمی را با تکیه بر تئوری شبکه برای بررسی روابط متقابل میان واسطه‌ها بررسی کرد. زمینه تحقیق مربوط به تئوری‌های اقتصادی مقررات و همچنین تسخیر مقررات که به وسیله استیگلر (1971) و پلتزمان (1976) توسعه یافته که در ان بیان شده موسسات مالی همیشه راه گریزدر سیستم را میابند و از تصمیمات نظارتی سود کسب می‌کنند. |
|
اچریا و همکاران |
(2010) |
یک مدل برای ریسک سیستمی ارائه کردند و کمکی که هر موسسه به ریسک سیتمی می‌کند می‌تواند به وسیله کمبود مورد انتظار سیستمی که تمایل ان به کمبود سرمایه می‌باشد زمانی که سیستم از کمبود سرمایه رنج میبرد اندازه‌گیری شود. این تحقیق بین 102 موسسه مالی بزرگ در طول بحران 2007-2009 انجام شده است. |
|
کانت، موسا، سنتوس |
(2010) |
یک روش کمی برای تحلیل پتانسیل سرایت و ریسک سیستمی در شبکه ی ارتباطات موسسات مالی با استفاده از اهمیت سیستمی موسسات ارائه دادند. این مقاله یک متدولوژی را برای یک مجموعه از خطرات دو طرفه و سطوح سرمایه موسسات مالی در برزیل در سال‌های 2007-2008 ارائه کرده است و نقش اندازه در ترازنامه و ساختار شبکه ارتباطی را در سهم کمک هر موسسه به ریسک سیستمی تحلیل کرده است. |
|
پوکوتا و ستیلر |
(2011) |
به اندازه‌گیری ریسک سیستمی و سرایت شبکه ارتباطی مالی با توجه به ساختار شبکه‌ای بدهی‌های بین موسسات مالی پرداختند. که در ان نقل و انتقال بدهی‌ها و سرایت ریسک و نکول به ساختار شبکه بستگی دارد. |
|
برانل و انگل |
(2013) |
یک روش تجربی برای اندازه‌گیری ریسک سیستمی ارائه کردند. که ریسک سیستمی موسسات مالی برابر است با سهم ان موسسه از وخامتی سیستم سرمایه داری در بحران تجربه کرده است. برای اندازه‌گیری تجربی از شاخص srisk استفاده شده است. این شاخص همان کمبود سرمایه مورد انتظار یک شرکت است به شرط رکود قابل توجه بازار. آزمون تجربی این پژوهش بین یک مجموعه از موسسات مالی بزرگ در سال‌های 2000-2010 انجام شده است. |
|
محققان داخلی |
سال |
|
|
مسعود پهلوان زاده |
(1384) |
سند جامع معیار‌های ناظر بر نگه داری حداقل کفایت سرمایه بانک‌ها و راهکارهای اجرایی ان در قالب بیانیه‌ای طراحی کرده است که کمیته تدوین کننده در بانک تسویه بین الملل (BIS) ان را همگرایی بین المللی در اندازه‌گیری سرمایه و استاندارد‌های ناظر بر ان نامیده است. |
|
رحمانی و حیدری |
(1386) |
به بررسی رابطه نسبت کفایت سرمایه با متغیرهای مالی در سیستم بانکی ایران پرداختند. که نسبت کفایت سرمایه یکی از معیار‌های اساسی در ارزیابی وضعیت مالی بانک‌ها می‌باشد.. این نسبت از تغییرات در سایر متغیرهای مالی بانک تاثیر پذیرفته و بالعکس می تواند بر این متغیرها و در نتیجه بر رفتار کلی بانک تأثیرگذار باشد. قلمرو زمانی تحقیق از سال 1379 تا پایان سال1384 (شش دوره) می‌باشد. نتایج نشان می‌دهد؛ تمامی متغیرهای نسبت سودآوری، اندازه، نسبت سپرده به تسهیلات و نسبت ریسک اعتباری با نسبت کفایت سرمایه رابطه ی معناداری دارند. |
|
صالحی صادقیانی |
(1389) |
در این مقاله ریسک سرمایه گذاری در یک پرتفوی ارزی رایج در بازار معاملات ایران با استفاده روش ارزش در معرض خطر اندازه‌گیری می‌شود و از طریق حداقل کردن ریسک پرتفوی سرمایه گذاری مقدار بهینه وزن هر ارز در پرتفوی تعیین می‌شود. |
|
صفرزاده و مازار یزدی |
(1389) |
با استفاده از تکنیک‌های چند متغیره اماری همچون رگرسیون لوجستیک، به بررسی نقش داده‌های حسابداری در ایجاد یک مدل به منظور پیش بینی بحران مالی برروی نمونه‌ای متشکل از 279 شرکت – سال (104 شرکت بحران زده و 175 شرکت بدون بحران مالی) پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران برای دوره زمانی 1382-1386 پرداخته شده است. همچنین نتایج نشان داد که مدل توانایی پیش بینی بحران مالی را داشته و می‌تواند به حسابرسان، مقامات مجاز مالیاتی و سیستم بانکی کمک نماید. |
روش شناسی تحقیق
این تحقیق علی رغم کاربردهای زیادی که دارد، از نظر هدف در زمینه تحقیقات بنیادی تجربی قرار می‌گیرد و باتوجه به چگونگی گرد اوری داده در دسته تحقیقات توصیفی قرار دارد و از نوع همبستگی (تحلیل رگرسیون) می‌باشد. و میزان همبستگی بین متغیرهای وابسته و مستقل با استفاده از مدل رگرسیونی چندگانه تحلیل و فرضیه‌ها با بکارگیری نرم افزار spss آزمون گردید. که مراحل اجرای تحقیق به شرح زیر می باشد:
1) کمبود مورد انتظار نهایی که یک اندازه‌گیری نزولی از ریسک بازار است؛
2) نسبت کفایت سرمایه مناسب برای موسسات مالی محاسبه شده است؛
3) کمبود مورد انتظار سیستمی (SES) هر موسسه مالی به عنوان ترکیبی از ارزش بازار سهام، نسبت کفایت سرمایه مناسب ومقدار کل بدهی‌ها که نشان دهنده اهمیت سیستمی انها می باشد که در طول یک بحران مالی بالقوه ارائه شده است؛
4) در صد نوسانات مقطعی ارزش بازار سهام و بدهی‌ها که به وسیله موسسات مالی در طول بحران بالقوه تجربه شده به عنوان تابعی از کمبود مورد انتظار نهایی (MES) و معیار ریسک عدم پرداخت (K) بیان شده است؛
کمبود مورد انتظار نهایی: کمبود مورد انتظار نهایی است که یک سرمایه گذار سهام در یک موسسات مالی تجربه خواهد کرد اگر بازار کاهش قابل توجه داشته باشد. این نسبت با توانایی توضیح درصد نوسانات بدهی‌ها و همچنین درصد نوسانات ارزش بازار سهامی که یک موسسه مالی در طول بحران مالی بالقوه تجربه کرده است ارائه شده است. همانطور که می‌دانید ارزش در معرض خطر حداکثر زیانی که یک موسسه مالی با احتمال 1-α، 1 ≥ α ≥ 0 بامقدار VaRα (R) تحمل می‌کند. مطالعات مختلف نظیر ارتزنرهمکاران (1997 ؛1999) ؛ البنسه1997؛ رکفالرو همکاران 2001، عدم کفایت نتایج ارزش در معرض خطر را نشان دادند و اشاره دارند که چطور استفاده از ان به وسیله قانون گذاران و ناظاران بانکی می‌تواند در شرایطی غیر از شرایط پیش بینی شده عدم ثبات به وجود اورد و بحران ایجاد کند. آرتزنر وهمکارن (1997) کمبود مورد انتظار (ES) را به عنوان جایگزین ارزش در معرض خطر ارائه کردند. و نشان دادند که کمبود مورد انتظارمتوسط زیان موسسه مالی را وقتی که از سطح ارزش در معرض خطر فراتر رود اندازه می‌گیرد و بنابراین قابلیت اتکای تخمین ان را افزایش داده است. در عمل مدیران ریسک از ان برای محاسبه مقدار زیان ناشی از گروه خاصی از دارایی‌ها استفاده می‌کنند. در این تحقیق سطح مناسب ارزش در معرض خطر صفر اتخاذ شده است تا بتوان متوسط حداکثر زیان را تخمین زد. در این بخش بازده کلی که موسسات مالی می‌توانند از فعالیتشان بدست آورند را به میانگین موزون بازده‌های صنعت‌های متفاوتی که موسسه درگیر آن است تجزیه کرده است. بازده هرصنعت و بازده کل موسسات مالی به ترتیب به صورت زیرمحاسبه شده است که ارزش سهام هر صنعت در زمان t می‌باشد.
R کل بازده موسسات مالی و riبازده‌ای است که از صنعت‌های متفاوت بدست می اید و iω درصد مقدار سرمایه‌ای است که شرکت به ان صنعت تخصیص داده است و N تعداد صنعت‌هایی است که شرکت در ان به تجارت مشغول است (کرواسه (2012) ؛ کاپورین و ماجیستریس2010). برای ارائه یک نسخه عمومی از کمبود مورد انتظار نهایی از مدل قیمت گذاری دارایی سرمایه‌ای (CAPM) استفاده شده است. مطابق تحقیق اسچورت (1977) ؛ شولز و همکاران (1977) ؛ و فرنچ وهمکاران (1986)، ما کمبود مورد انتظار نهایی مبتنی بر مدل CAPM گسترش یافته (مارکویتز1952؛ شارپ1964؛ لینتنر1962؛ بلک1972) ارائه شده که قادر به ازمایش ارتباط بین بازده موردانتظار یک دارایی با پرتفویی از دارایی‌های قابل معامله می‌باشد. چرا که وقتی معاملات نادرند ضرایب هم زمان و قبلی بازده‌های پرتفوی بهتر ریسک زا بودن دارایی را نشان می‌دهد. با توجه به این عبارت برای بازده استفاده شده خواهیم داشت:
+
که و ضرایب همزمان و قبلی بازده‌های پرتفوی می‌باشد. که به روش زیر محاسبه شده است.
و به ترتیب کواریانس بین بازده هر بخش در زمان t و بازده پرتفوی در زمان t ,t-1 می‌باشد. که در این معادله و نرخ بازده دارایی بدون ریسک در زمان t ,t-1 می‌باشد که صفر فرض شده است. که در این تحقیق بتای سیستماتیک هر شاخه صنعت با استفاده از نرم افزارspss به ترتیب از روابط رگرسیونی زیر محاسبه شده است.
که معادله 4 را می‌توان به صورت زیر نوشت:
+
و برای محاسبه بازده پرتفوی می‌توان از میانگین وزنی داده شده (معادله3) استفاده کرد (کرواسه 2013). و سپس می‌توان کمبود مورد انتظار هر موسسه را به صورت زیر نوشت:
ESα (R) = E [R|R ≤ VaRα (R) ] = ). 9
که میانگین بازده ماهانه که بازده کل موسسه مالی در محدوده ارزش در معرض خطرمی باشد. کمبود مورد انتظارموسسه مالی ESα (R) به صورت زیر نیز محاسبه می‌شود:
ESα (R) = 10
از خصوصیات این جایگزین وابستگی تجزیه کمبود مورد انتظار ناشی از ریسک موسسه مالی به ریسک هر بخش است که حساسیت ریسک کل به خطر هر بخش کمبود مورد انتظار نهایی را ارائه می‌دهد.
MESi=
که برای محاسبه این میانگین دنباله توزیع بازده ماهانه هر پرتفوی نرمال فرض شده است و سپس با استاندارد سازی انها از نگاره توزیع نرمال استاندارد احتمال انها تخمین زده شده است. و با صرف نظر کردن از وزن بازده‌های منفی پرتفوی سهام در کمبود موردانتظار مربوط به پرتفوی و با توجه به احتمالشان، کمبود مورد انتظار نهایی محاسبه شده است (اچریا، 2010).
نسبت کفایت سرمایه:در این بخش مطابق اچریا (2011) یک روش ساده برای محاسبه نسبت کفایت سرمایه مناسب ارائه شده که قانون گذاران ان را ممکن است به عنوان یک ابزار کنترل انگیزه مدیران در افزایش سطح استقراض تحمیل کنند. این روش مبتنی بر روش حسابداری ارزش بازار است که توسط دانشمندان در سیستم‌های بانکی و ادبیات مالی بنستن 1986؛ جونز 1995، برای حل انتقادات از قوانین سرمایه مورد نیاز (مرتون 1995) توصیه شده است. و مطابق با تفکر مدیلیانی و میلر می‌باشد که معتقدند ارزش بازار قادر به تنظیم کردن هر تصمیم گیری مربوط به ساختار سرمایه است که شرکت ممکن است اتخاذ کند. نسبت کفایت سرمایه واقعی هر موسسه مالی به صورت زیر محاسبه شده است:
K = =
که در ان W کل ارزش بازار حقوق صاحبان سهام موسسه مالی، BVA ارزش دفتری دارایی، BVE ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام است. در یک دیدگاه نظری یک واسطه مالی ترجیح می‌دهد با تغییرات بازار ساختار سرمایه خود را متوازن کند (لیری و همکاران 2005) و به طور مداوم انگیزه مدیران در نگهداری سطح استقراض مناسب کنترل کند در عمل این کار ممکن است پر هزینه باشد و یا منجر به دشوار شدن وضعیت اعتباری شود ولی احتمال ورشکستگی را کاهش می‌دهد و از هزینه‌های اجتماعی به اقتصاد جلوگیری می کند. بانک‌ها به اتکای سرمایه خود در مقابل زیانهای ناشی از عدم بازپرداخت وامهای اعطا شده، شرایط نامساعد بازار و برخی تنگناه‌های عملیاتی ایستادگی می‌کنند. اما از سوی دیگرکفایت سرمایه یک بانک مفهومی نسبی است. به این معنی که مناسب بودن میزان ان برحسب اندازه و حجم فعالیت بانک قابل تایید است لذا معمولا نسبت کفایت سرمایه بر حسب نسبت سرمایه به دارایی تعیین می‌شود و شاخصی از توانایی بانک در جذب اثار منفی ناشی از زیانهای احتمالی و اعاده موقعیت مناسب خود به شمار میرود. به این ترتیب نسبت بزرگتر سرمایه به دارایی به معنی پوشش بالاتر دارایی‌ها توسط سرمایه یا به عبارت دیگر کفایت سرمایه بالاتر در مقابل زیانهای احتمالی است. که برای محاسبه نسبت کفایت سرمایه همانطور که مطرح شد از روش ساده ارزش بازار سهام هر شرکت بر ارزش بازار دارایی شرکت استفاده شده است.
ومراحل تعیین معیار ریسک عدم پرداخت تعهدات طبق آن به شرح زیر می‌باشد:
1: محاسبه نسبت کفایت سرمایه K برای هر ماه سال و برای هر سال موسسات مالی
2: محاسبه متوسط 4 سال نسبت‌های محاسبه شده در گام 1
3: محاسبه میانگین نسبت‌های محاسبه شده در گام 2 برای تمام شرکت‌ها به عنوان نسبت کفایت سرمایه مناسب
4: محاسبه معیار ریسک عدم پرداخت از گام 1و3
این روش باعث می‌شود بین موسسات با سطح بالای استقراض و سطح پاییین استقراض تمایز قائل شویم. گام 1و2، جهت محاسبه نسبت کفایت سرمایه مناسب به صورت زیر می‌باشد:
Avg Ki = 0. 25 *
For i=1,…,N
گام 3: برای محاسبه IND- CARK (نسبت کفایت سرمایه مناسب) از میانگین Avg Ki تمام شرکت‌ها استفاده شده است.
گام 4: محاسبه معیار ریسک عدم پرداخت به صورت زیر می‌باشد؛ که مخرج ان انحراف معیار تفاوت نسبت کفایت سرمایه مناسب و واقعی است:
K -Stand – INDi = . 14
فرضیات پژوهش
کمبود مورد انتظار سیستمی) SES)
کمبود مورد انتظار سیستمی مقدار سرمایه‌ای است که موسسات مالی در یک بحران سیستمی برای جبران نسبت خاصی از بدهی‌ها نیاز دارند و در واقع کمبود مورد انتظار سیستمی سطح استقراض مناسب را نشان می‌دهدکه برای هر موسسه به عنوان ترکیبی از مقدار مورد انتظار ارزش بازار سهام و و مقدار مورد انتظار بدهی در بحران سیستمی و مقدار نسبت کفایت سرمایه مناسب بیان شده است؛که به صورت زیر تعریف شده است:
که دران کل مقدار دارایی‌ها یی‌های هر موسسه ؛ کل مقدار حقوق صاحبان سهام؛ که بخش مناسبی از دارایی‌ها می‌باشد که نسبت کفایت سرمایه مناسب برای این منظورانتخاب شده است. که نحوه محاسبه ان شرح داده شده است. زیان در سرمایه را نشان می‌دهد که یک موسسه مالی ممکن است در بحران مالی تجربه کند؛ وقتی که کل مقدار سرمایه W= در اقتصاد انتظار رود زیر استانه خاص C باشد. این پژوهش به دنبال رده بندی موسسات در اقتصاد حاضر می‌باشد؛ بنابراین بحران تحقیق بالقوه فرض شده است. بنابراین را می‌توان به صورت زیر حساب کرد:
به ترتیب ارزش بازار سهام مورد انتظار و ارزش مورد انتظار دارایی بعد از دوره ی بحران بالقوه سیستمی می‌باشد.
ارزش بازار دارایی را می‌توان با استفاده از مدل‌های ساختاری (بلک1976؛ مرتون (197؛1976)) یا با استفاده از تقریب‌های حسابداری (توبین1969؛ لیری و همکاران 2005؛ لمون و همکارن 2008 ؛ ادریان و همکاران 2008؛ اچریا وهمکاران2010؛ برانلیزوهمکاران2010؛ کرواسه2012 ؛ فالن براچ و همکاران2012) محاسبه کرد. که با استفاده از روش دوم ارزش بازار دارایی به این صورت است:
که BVA ارزش دفتری دارایی، و BVE ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام است از این رو را می‌توان به صورت زیر نوشت:
با تنظیم مجدد معادله ما کمیت زیر را خواهیم داشت:
را می‌توان به صورت زیر نوشت:
که به ترتیب درصد نوسانات بدهی‌ها و ارزش بازار سهام است که واسطه مالی در طول بحران مالی بالقوه تجربه کرده است می‌باشد. این متغیر قادر به در نظر گرفتن تجدید ساختار سرمایه (لیری و همکاران 2005) ایجاد شده در طول بحران است. این تحقیق مطابق یافته‌های اچریا (2010؛2011) است و یک چارچوب مقطعی و زمانی برای تخمین درصد تغییرات ارزش بازار سهام و بدهی‌ها که واسطه‌های مالی در طول بحران مالی تجربه می‌کنند ارائه داده است که تحلیل تجربی ان به صورت زیر می‌باشد:
فرضیه اول: بین نوسانات ارزش بازار سهام با کمبود مورد انتظار نهایی (MES) رابطه معنا دار وجود دارد.
21. = α + δ * MESi + Ф * Ki
: نوسانات ارزش بازار سهام در طول بحران بالقوه به عنوان متغیر وابسته است کهMES: کمبود مورد انتظار نهایی به عنوان متغیر مستقل است. Ki: اندازه ریسک عدم پرداخت تعهدات به عنوان متغیر مستقل کنترلی است که هر دو برای سال اول بحران تخمین زده شده است ؛ که δ و Ф میزان حساسیت MESiو Kiرا نسبت به نوسانات ارزش بازار سهام ( ) را در طول مدت بحران مالی بالقوه نشان می‌دهد. به همین ترتیب فرضیه مربوط به نوسانات کل بدهی‌ها مطابق زیر است:
فرضیه دوم: بین نوسانات بدهی‌ها با کمبود مورد انتظار نهایی رابطه معنا دار وجود دارد.
22. = ζ + β* MESi + τ * Ki
: نوسانات بدهی‌ها در طول بحران مالی بالقوه که به عنوان متغییر وابسته می‌باشد. و β و τ به ترتیب حساسیت MESi و Ki (که به ترتیب متغیر مستقل و مستقل کنترلی میباشند) به تغییرات کل بدهی‌ها می‌باشد.
جامعه و نمونه آماری
جامعه اماری این پژوهش شامل موسسات مالی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. که با در نظر گرفتن ویژگی‌های زیر31 موسسه عضو نمونه انتخاب شدند: 1) از 29 اسفند 1386 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشد. 2) جزء موسسات مالی (شرکت‌های سرمایه گذاری و واسطه گری، شرکت‌های هلدینگ) باشد. 3) اطلاعات صورت‌های مالی شرکت در دسترس باشد وصورت وضعیت پرتفوی انها ماهانه منتشر شده باشد. و همچنین قلمرو زمانی تحقیق دوره زمانی انجام پژوهش در سال‌های 88 -91 با توجه به اینکه برای محاسبه متغیرهای پژوهش به تغییرات انها نسبت به سال گذشته و همچنین برخی نسبت به سال بعد نیاز است، بنابراین از اطلاعات 1387 تا سال 1392 استفاده شده است. زیر شاخه‌هایی که از پرتفوی هر شرکت از گروه صنایع انتخاب شده به طور عمده در طبقات زیر جای می‌گیرد: استخراج کانه‌های فلزی، انواع فراورده غذایی و اشامیدنی، محصولات چوبی، محصولات کاغذی، فراورده نفتی کک و سوخت هسته ای، مواد و محصولات شیمیایی، سایر محصولات کانی غیر فلزی، فلزات اساسی، ساخت محصولات فلزی، ماشین الات و تجهیزات، خودرو ساخت وقطعات، شرکت‌های معظم چند رشته ای، انبوه سازی املاک و مستغلات. که هم برای انتخاب شرکت‌های نمونه و هم انتخاب شاخه‌های پرتفوی در موسسات مالی از روش حذفی سیستماتیک استفاده شده است.
روش آماری در برآورد الگوها
در رگرسیون چندگانه دو یا چند متغیر مستقل وجود دارد و لازم است که برای مشخص شدن معنا دار بودن انها دو ازمون انجام گیرد. ابتدا ازمون معنا دار بودن معادله رگرسیون که برای این منظور از انالیز واریانس که دارای اماره F و سطح معنا داری می‌باشداستفاده شده در مرحله بعدی ازمون معنادار بودن هر کدام از ضرایب جزئی متغیرهای مستقل که از اماره t و سطح معنا داری برای ان استفاده شده است. وداده‌های این تحقیق از نوع مقطعی و زمانی می‌باشد.
نتایج آزمون فرضیات و یافته‌های پژوهش
نگاره (2): تحلیل توصیفی داده ها
|
نام متغیر |
نوسانات بدهی |
نوسانات ارزش بازار |
کمبود انتظار نهایی |
ریسک عدم پرداخت تعهدات |
|
نماد متغیر |
MES |
|||
|
تعداد مشاهدات |
31 |
31 |
31 |
31 |
|
میانگین |
6217449/0- |
23049858/0- |
49534629/0- |
6236601/900 |
|
انحراف معیار |
433491437/1 |
956577139/0 |
983579706/0 |
241319/1254 |
|
واریانس |
055/2 |
916/0 |
967 |
286/1573121 |
|
دامنه تغییرات |
946876/3- |
51476/2- |
375466/4 |
843077/5628 |
|
حداقل |
6923221/3- |
51476/2- |
354576/4- |
610808/10- |
|
حداکثر |
254554/2 |
957184/1 |
020891/0 |
232269/5618 |
|
چولگی |
178/0 |
151/0- |
801/2- |
249/2 |
|
کشیدگی |
104/0 |
431/0 |
2/8 |
981/5 |
تحلیل توصیفی داده
قدر مطلق ضریب چولگی و کشیدگی متغیر وابسته نوسانات بدهی کمتر از 5/0 است. بنابراین تفاوت اندکی با توزیع نرمال دارد. و چون مقدار sig ازمون کلوموگرف کمتر از 05/0است این تفاوت اندک برای الگوی رگرسیون قابل اغماض می‌باشد. و دامنه تغییرات و واریانس ان نشان داده که این متغیر از پراکندگی زیادی برخوردار نیست. مقدارمیانگین این متغیر منفی است و باتوجه صدکها که نشان دهنده این است که این متغیربیشتر منفی بوده است. و برای متغیر وابسته نوسانات ارزش بازارقدر مطلق ضریب چولگی و کشیدگی کمتر از 5/0 است و بنابراین از نظر تقارن تفاوت اندکی با توزیع نرمال دارد. وبا توجه به اینکه sig ازمون کلوموگروف کمتر از 05/0 است برای الگوی رگرسیون این تفاوت اندک قابل اغماض است. و مقدار دامنه تغییرات و واریانس این متغیر نشان داده که از پراکندگی زیادی بر خوردار نیست. و مقدار میانگین منفی و صدک‌های ان نشان دهنده این است که این متغیر اعداد منفی بزرگی را داراست. دامنه تغییرات و واریانس متغیر مستقل کمبود مورد انتظارنهایی نشان می‌دهد که این متغییر دارای پراکندگی اندک می‌باشد. و میانگین این متغیر نشان می دهد که این متغیربیشتر منفی است. متغیر مستقل کنترلی ریسک عدم پرداخت تعهدات مقدار واریانس و دامنه تغییرات نشان دهنده پراکندگی زیاد این متغیر است. و مقدار صدکها که نشان می‌دهد متغیر دارای مقادیر مثبت بزرگ و پراکندگی زیاد است.
آزمون فرضیات
هم حرکتی میان متغیرهای مستقل مدل: اماره شاخص وضعیت، عامل تورم واریانس و مقادیر ویژه که در نگاره زیر ارائه داده شده است؛ بیانگر این موضوع هستند که میان متغیرهای مستقل هم خطی وجود ندارد. هرگاه هم خطی میان انها وجود داشته باشد اماره شاخص وضعیت بیشتر از 10 و اماره تورم واریانس بیش از عدد 5 خواهد بود. و مقادیر ویژه نزدیک به صفر خواهد بود.
نگاره (3): هم حرکتی میان متغیرهای مستقل مدل
|
متغیر مورد بررسی |
شاخص وضعیت |
مقادیر ویژه |
عامل تورم واریانس |
|
کمبود مورد انتظار نهایی |
391/1 |
923/0 |
074/1 |
|
ریسک عدم پرداخت تعهدات |
472/2 |
292/0 |
074/1 |
بنابراین با توجه به نرمال بودن متغیر وابسته و عدم هم خطی میان متغیرهای مستقل در متغیرهای پژوهش تغییری داده نشده است.
آزمون فرضیه اول: بین نوسانات ارزش بازار سهام با کمبود مورد انتظار نهایی رابطه معنا دار وجود دارد.
H0: بین نوسانات ارزش بازار سهام و کمبود مورد انتظار نهایی رابطه معنادار وجود ندارد. H1: بین نوسانات ارزش بازار سهام و کمبود مورد انتظار نهایی رابطه معنا دار وجود دارد.
نگاره (4): نتایج ازمون معناداری مدل فرضیه اول با متغیر وابسته نوسانات ارزش بازار سهام
|
آماره F |
473/19 |
سطح معناداری مدل |
028/0 |
|
آماره دوربین واتسون |
874/1 |
R2 |
363/0 |
باتوجه به این نگاره اماره F و سطح معناداری مدل ازمون به ترتیب برابر است با 473/19 و 028/0 است که بیانگر مناسب بودن مدل ازمون از لحاظ معنا داری می‌باشد. ضریب R2 تعدیل شده تعیین کننده قدرت توضیح دهندگی متغیر وابسته توسط متغیر مستقل است برای ازمون فرضیه اول معادل 363/0 است. در صورتی که فرضیه استقلال خطاها رد شود و خطاها با یکدیگر همبستگی داشته باشند امکان استفاده از رگرسیون وجود ندارد. به منظور بررسی استقلال خطاها از ازمون دوربین واتسون استفاده می‌شود. مقدار اماره ازمون اگر کمتر از 5/1 و بیش تر از 3 باشد نشان دهنده وجود خود همبستگی به ترتیب مثبت و منفی برای باقیمانده هاست. در ازمون فرضیه اول اماره دوربین واتسون برابر 874/1 است که بیانگر مقدار مناسب برای این اماره است.
نگاره (5): نتایج آزمون معناداری ضرایب فرضیه اول با متغییر وابسته نوسانات ارزش بازار
|
متغیر مورد بررسی |
تقریب رگرسیون |
آماره t |
سطح معناداری |
|
کمبود مورد انتظار نهایی |
149/0 |
303/4 |
034/0 |
|
ریسک عدم پرداخت تعهدات |
00003684/0- |
0307/0 |
761/0 |
|
مقدار ثابت |
808/0 |
933/3 |
001/0 |
مقدار ثابت و ضرایب مدل رگرسیون را نشان می‌دهد. ضریب متغیر مستقل برای کمبود مورد انتظار نهایی 149/0 می‌باشد که با توجه به اماره t و مقدار سطح معنا داری این ضریب معنا دار است. برای متغیر ریسک عدم پرداخت تعهدات برابر با 0003684/0 - که نزدیک به صفر است و باتوجه به اماره مربوط وسطح معنا داری ان معنادار نیست.
آزمون فرضیه دوم: بین نوسانات بدهی با کمبود مورد انتظار نهایی رابطه معنا دار وجود دارد.
فرض H0: بین نوسانات بدهی با کمبود مورد انتظار نهایی رابطه معنا دار وجود ندارد.
فرض H1: بین نوسانات بدهی با کمبود مورد انتظار نهایی رابطه معنا دار وجود دارد.
نگاره (6): نتایج ازمون معناداری مدل فرضیه دوم با متغیر وابسته نوسانات بدهی
|
آماره F |
485/19 |
سطح معناداری مدل |
033/0 |
|
آماره دوربین واتسون |
654/1 |
R2 |
371/0 |
باتوجه به این نگاره اماره F و سطح معناداری مدل ازمون به ترتیب برابر است با 485/19 و 033/0 است که بیانگر مناسب بودن مدل ازمون از لحاظ معنا داری می‌باشد. ضریبR2 تعدیل شده تعیین کننده قدرت توضیح دهندگی متغیر وابسته توسط متغیر مستقل است برای ازمون فرضیه اول معادل 371/0 است. یعنی37 در صد از متغیر وابسته با استفاده از متغیرهای مستقل قابل بیان است. در ازمون فرضیه دوم اماره دوربین واتسون برابر 654/1 است که بیانگر مقدار مناسب برای این اماره است.
نگاره (7): نتایج ازمون معناداری ضرایب فرضیه دوم با متغیر وابسته نوسانات بدهی
|
متغیر مورد بررسی |
تقریب رگرسیون |
آماره t |
سطح معناداری |
|
کمبود مورد انتظار نهایی |
092/0- |
906/2- |
037/0 |
|
ریسک عدم پرداخت تعهدات |
000006461/0- |
081/0- |
936/0 |
|
مقدار ثابت |
071/0 |
521/2 |
006/0 |
این نگاره مقدار ثابت و ضرایب مدل رگرسیون را برای فرضیه دوم نشان می‌دهد. ضریب متغیر مستقل برای کمبود مورد انتظار نهایی 092/0- می‌باشد که با توجه به اماره t وسطح معنا داری این ضریب معنا دار است. برای متغیر ریسک عدم پرداخت تعهدات برابر با 000006461/0- است. که نزدیک به صفر است و باتوجه به اماره مربوط و سطح معناداری ان معنادار نیست.
اهمیت سیستمی موسسات
در نگاره زیر کمبود مورد انتظار سیستمی موسسه مالی در طول دوره پژوهش تخمین زده شده که نشان می‌دهد شرکت‌هایی که کمبود موردانتظار سیستمی بالاتر دارند در بحران خطر ناک ترند اهمیت سیستمی (SIFIs) بیشتری خواهند داشت در واقع کمک بیشتری به بحران خواهند کرد.
نگاره (8): اهمیت سیستمی شرکت‌ها
|
رتبه |
نام موسسه مالی |
کمبود مورد انتظار سیستمی |
|
1 |
مدیریت سرمایه گذاری امید (وامید) |
6371506. 941 |
|
2 |
سرمایه گذاری سایپا (وساپا) |
5529423. 962 |
|
3 |
سرمایه گذاری اتیه دماوند (واتی) |
1894055. 58 |
|
4 |
سرمایه گذاری بهمن (وبهمن) |
671796. 8502 |
|
5 |
سرمایه گذاری توسعه ملی (وتوسم) |
485338. 5762 |
|
6 |
سرمایه گذاری صنعت بیمه (وبیمه) |
352322. 5804 |
|
7 |
سرمایه گذاری ملت (و ملت) |
92858. 09017 |
|
8 |
توسعه اذر بایجان (واذر) |
65450. 62754 |
|
9 |
سرمایه گذاری بوعلی (وبوعلی) |
2752. 884722- |
|
10 |
گروه صنعتی سدید (وسدید) |
29594224. 76- |
|
11 |
سرمایه گذاری توکا فولاد (وتوکا) |
47725384. 09- |
|
12 |
سرمایه گذاری پارس توشه (وتوشه) |
61217040. 51- |
|
13 |
سرمایه گذاری سپه (وسپه) |
63778785- |
|
14 |
سرمایه گذاری گروه صنایع بهشهر (وصنا) |
63898833. 6- |
|
15 |
سرمایه گذاری صنعت نفت (ونفت) |
80414196. 01- |
|
16 |
گروه دارویی سبحان (دسبحا) |
112496707. 9- |
|
17 |
سرمایه گذاری صنعت و معدن (وصنعت) |
143237853. 6- |
|
18 |
سرمایه گذاری صنایع پترو شیمی (وپترو) |
168763602. 5- |
|
19 |
سرمایه گذاری گروه صنعتی رنا (ورنا) |
171546461. 2- |
|
20 |
سرمایه گذاری ساختمان ایران (وساخت) |
213884147. 4- |
|
21 |
سرمایه گذاری مسکن (ثمسکن) |
310567876. 6- |
|
22 |
دارو پخش (وپخش) |
353502005. 4- |
|
23 |
سرمایه گذاری البرز (والبر) |
359309647. 2- |
|
24 |
توسعه معادن روی (کروی) |
404642886. 1- |
|
25 |
توسعه صنایع بهشهر (وبشهر) |
475345122- |
|
26 |
سرمایه گذاری ملی ایران (ونیکی) |
521078549. 8- |
|
27 |
سیمان فارس خوزستان (سفارس) |
741706742. 8- |
|
28 |
سرمایه گذاری بانک ملی ایران (وبانک) |
804093288. 7- |
|
29 |
سرمایه گذاری صندوق بازنشستگی (وصندوق) |
2116750060- |
|
30 |
سرمایه گذاری توسعه معادن و فلزات (ومعادن) |
3547630272- |
|
31 |
سرمایه گذاری غدیر (وغدیر) |
5928249558- |
مطابقت آزمون فرضیات با پژوهش‌های پیشین
فرضیات این پژوهش برای تخمین درصد نوسانات متغیرهای وابسته جهت تحلیل اتی آزمون شده‌اند. که نوسانات ارزش بازار با کمبود مورد انتظار رابطه مثبت معنا دار دارد که نشان دهنده عدم تایید فرض صفر فرضیه اول می‌باشد. در این تحقیق رابطه نوسانات ارزش بازار با کمبود مورد انتظار نهایی (متغیر مستقل) رابطه مثبت که معنادار است و با ریسک عدم پرداخت تعهدات (مستقل کنترلی) رابطه منفی دارد که معنا دار نبوده است. در واقع نوع ضرایب در این نگاره عکس رابطه اچریاست. وبین نوسانات بدهی و کمبود مورد انتظار نهایی رابطه منفی و معنادار وجو دارد که نشان دهنده رد فرض صفر فرضیه دوم می‌باشد. همانطور که بیان شد در رابطه اچریا (2010) نوسانات بدهی‌ها هم با کمبود مورد انتظار نهایی (متغیر مستقل) رابطه منفی و با ریسک عدم پرداخت تعهدات (متغیر مستقل کنترلی) رابطه مثبت دارد؛ اما در این تحقیق رابطه نوسانات بدهی‌ها با کمبود مورد انتظار نهایی رابطه منفی که معنادار بوده و با ریسک عدم پرداخت تعهدات هم رابطه منفی دارد که این رابطه معنا دار نیست. که این رابطه نیز مطابق رابطه اچریا (2010) نبوده است.
خلا صه مسئله، نتیجه گیری و پیشنهاد
این تحقیق به رتبه بندی موسسات بر اساس میزان اهمیت سیستمی انها در کمک به کمبود سرمایه سیستم مالی در اقتصاد حاضر پرداخته است که دوره پژوهش در سال‌های 88-91 می‌باشد که مقارن با بحران 2007 -2009 بوده است. همانطور که در این نگاره 7 مشاهده کردید سرمایه گذاری امید، سرمایه گذاری سایپا، اتیه دماوند و بهمن، و توسعه ملی و صنعت بیمه، ملت و توسعه اذربایجان، به ترتیب از شرکت‌هایی‌اند که بیشترین کمک را به ریسک سیستمی دارند و سرمایه گذاری غدیر، توسعه معادن و فلزات، صندوق بازنشتگی کشوری، به ترتیب کمترین کمک رابه ریسک سیستمی دارند.
محدودیت‌های تحقیق
این پژوهش همانند سایر پژوهش‌ها با محدودیت‌هایی روبرو بوده است. محدودیت این پژوهش به شرح زیر می‌باشد:
1: عدم دسترسی به صورت وضعیت پرتفوی ماهانه برخی از موسسات مالی در دوره زمانی تحقیق باعث شد که تعداد موسسات مالی محدود و امکان گسترش ان وجود نداشته باشد.
2: نبودن ارزش منصفانه پرتفوی خارج از بورس ونبودن معیار مناسب باعث شده که متغیر کمبود مورد انتظار نهایی بخش غیر بورسی محاسبه نشود.
پیشنهادات تحقیقات آتی
1: محاسبه کمبود مورد انتظار نهایی برای هرشرکت با ایجاد یک پرتفوی انتخابی از شرکت‌های بورسی به منظور مشخص شدن شرکت‌هایی که کمبود منفی دارند و در نظر گرفتن انها به عنوان شرکت‌هایی که بیشترین کمک را به کمبود سرمایه اقتصاد دارند.
2: تعیین رابطه بین اجزای ریسک موسسات مالی نظیر ریسک بهره، ارز، و... به عنوان اجزای ریسک بازار سرمایه و ریسک قانونی، و.... به عنوان اجزای ریسک بازار محصول با نوسانات ارزش سهام و بدهی
)