نمونه ترجمه تخصصی رزرو زیان وام در وام ناخالص

جدول 2. رزرو زیان وام در وام ناخالص

در این جدول نتایج رگرسیون اثر ثابت با استفاده از ذخایر زیان وام به عنوان متغیر وابسته برای بانک های ذکر شده در 16 کشور اروپایی بین سال های 2005 تا 2014 ارائه شده است. ذخایر زیان وام در وام های ناخالص ، نسبت ذخایر زیان وام به کل وام های ناخالص است. اگر اختلاف سنی مطلق رئیس- مدیر عامل حداقل 20 سال باشد، فاصله سنی رئیس-مدیرعامل برابر است با 1 و در غیر اینصورت 0 خواهد بود. اختلاف سنی رئیس- مدیر عامل ، سن رئیس منهای سن مدیر عامل شرکت است. اختلاف سنی مطلق رئیس-مدیرعامل، مقدار مطلق سن رئیس منهای سن مدیر عامل است. مجذور اختلاف سنی رئیس-مدیرعامل، مجذور سن رئیس منهای سن مدیر عامل شرکت است. اگر جنسیت رئیس و مدیرعامل متفاوت باشد ، تفاوت رئیس و مدیرعامل برابراست با یک و در غیر این صورت 0 خواهد بود. در صورتی که رئیس و مدیرعامل قبلاً در صنایع مختلف کار کرده باشند اختلاف جنسیت رئیس-مدیرعامل برابر است با 1 و در غیر اینصورت 0 است. در صورتی که مدیر عامل شرکت بیش از 60 سال داشته باشد ، بازنشستگی مدیر عامل برابر است با 1 و در غیر این صورت 0 است. تصدی مدیرعامل سالهایی است که مدیرعامل به عنوان مدیرعامل کار کرده است. دوره تصدی مشترک رئیس و مدیرعامل سالهایی است که رئیس و مدیرعامل با هم در هیئت مدیره همکاری می کنند. اگر رئیس جوانتر از مدیر عامل باشد، رئیس جوانتر برابر است با یک و در غیر اینصورت 0 می باشد.

سفارش ترجمه تخصصی حسابداری و اقتصاد

 

مدیر عامل سابق با 1 برابر است اگر رئیس قبلاً به عنوان مدیرعامل در همان بانک کار کرده باشد و در غیر اینصورت 0 می باشد. دوره تصدی رئیس تعداد سالهایی است که او  به عنوان رئیس هیئت مدیره مشغول به کار بوده است. هیئت مدیره پرمشغله با 1 برابر است اگر بیش از 50٪ از مدیران هیئت مدیره مشغول کار باشند و در غیر اینصورت 0 است. اگر رئیس در یک سال معین تغییر کرده باشد، تغییررئیس برابر است با 1 و در غیر این صورت 0 است. استقلال درصد مدیران خارجی در هیئت مدیره بانک است. هیئت مدیره پرمشغله با 1 برابر است اگر بیش از 50 درصد از مدیران هیئت مدیره بیش از یک نقش مدیریتی در شرکتهای دیگر داشته باشند و در غیر اینصورت 0 است. اندازه هیئت مدیره تعداد کل مدیران در هیئت مدیره بانک است. اندازه بانک ارزش دفتری کل دارایی ها در هر سال است. رشد وام ناخالص نسبت پورتفولیوی وام سال جاری منهای پورتفولیوی وام سال قبل است که بر پورتفولیوی وام سال قبل تقسیم می شود. نسبت کل سرمایه نسبت کل سرمایه های ردیف 1 و ردیف 2 به کل دارایی ها است. بدهی عمومی نسبت بدهی عمومی به تولید ناخالص داخلی در هر سال است. رشد تولید ناخالص داخلی واقعی نسبت رشد تولید ناخالص داخلی در هر سال است. متغیر ساختگی بحران مالی برای دوره زمانی 2009-2007 برابر با 1 و در غیر اینصورت 0 است. آمارهای t منسجم مبتنی بر خطاهای استاندارد طبقه بندی شده توسط سطح بانک و سال است. اهمیت آماری به صورت "*" ، "**" ، "***"در سطح 1٪ ، 5٪ ، 10٪ به ترتیب بیان شده است.

نتایج برای اندازه گیری ریسک گسترده تر بانکی که منعکس کننده درک بازار ، ریسک سهام است ، در جدول 4 ارائه شده است. ما به ترتیب ضریب منفی و آماری معنی دار برای فاصله سنی 20 رئیس- مدیر عامل در سطح 10 و 5 درصد در ستون های 1 و 4 را گزارش می کنیم. اختلاف سنی مطلق رئیس-مدیرعامل نیز دارای یک علامت منفی بوده و در سطح 1٪ از اهمیت آماری قوی تری در ستون 3 و 7 برخوردار است. نتایج برای امتیاز- Z ، همچنین اندازه ریسک وسیع تر فاصله تا پیش فرض ، در جدول 5 ارائه شده است. ما سایر متغیرهای اختلاف سنی را معنادار نمی دانیم. این نشان می دهد که فقط اختلاف سنی نسلی بین مدیر عامل و رئیس منجر به ریسک پیش فرض پایین تر در بانک ها می شود. به طور کلی ، نتایج ما نشان می دهد که اختلاف سنی رئیس و مدیر عامل شرکت با اقدامات مختلف ریسک بانکی رابطه منفی دارد. این مسئله هم در ریسک پورتفولیوی وام و هم در اقدامات ریسک پذیری گسترده تر بانک سازگار است. مهمتر از همه ، ما پیوسته متوجه می شویم که فاصله سنی نسلی بین رئیس و مدیرعامل با سطوح پایین تر از ریسکهای بانکی همراه است. این نتیجه مطابق با فرضیه ما است که درگیری شناختی که ممکن است ناشی از اختلافات بیشتر در سن باشد ، منجر به نظارت مستقل تر و محتاطانه تر فعالیت های ریسک پذیری می شود که به نوبه خود ریسکهای کلی بانکی را کاهش می دهد.

4.2. تفاوتهای جنسیتی و تجربه صنعتی

نتایج ما برای تفاوتهای جنسیتی و تجربه صنعتی برای هر یک از اقدامات ریسک بانکی گزارش شده در جداول 5-2 نتایج معناداری را نشان نمی دهد. تنها استثنا ضریب منفی ضعیف تجربه صنعتی متفاوت رئیس و مدیرعامل در جدول 3 است. این نتیجه نشان می دهد که ممکن است یک اثر اصلاح کننده تجربیات مختلف صنعتی بین رئیس و مدیرعامل بر ریسک پورتفولیوی وام وجود داشته باشد. با توجه به تفاوت های جنسیتی، مقالات نشان می دهند که این امر می تواند بر نتایج شرکت تأثیر بگذارد (آدامز و فریرا ، 2009 ؛ کارتر ، سیمکینز ، و سیمپسون ، 2003 ؛ گوپتا و رامان ، 2013). با این حال ، ما چنین نتیجه ای را برای ریسک پذیری بانکی مشاهده نمی کنیم.

4.3 اهمیت متغیرهای کنترل

ما برای تعداد زیادی متغیر برای تمام تخمین ها ، ضرایب ناچیزی را گزارش می کنیم. به عبارت دیگر ، به نظر نمی رسد بسیاری از ویژگیهای  رئیس ، مدیرعامل و هیئت مدیره بر رفتارهای ریسک بانکی تأثیر داشته باشد. این مورد، شبیه به بسیاری از مطالعات در زمینه حاکمیت شرکتی در بانکداری و همچنین برای شرکتهای غیر مالی است (به عنوان مثال به گورگن و همکاران ، 2015 مراجعه کنید). با این وجود ، ما نتایج معناداری را می یابیم. در تخمین هایی که در جدول 2 به ریسک اعتباری پورتفولیوی وام می پردازیم ، مشاهده می کنیم که هر دو رئیس پرمشغله و هیئت مدیره پرمشغله با ریسک پذیری مرتبط هستند. این یافته ها نشان می دهد که اگر رئیس و اعضای هیئت مدیره نقش های خارجی را در سایر شرکت ها بر عهده بگیرند، احتمال کمی وجود دارد که آنها بر تصمیم گیری در مورد ریسک اعتباری هیئت نظارت کنند. همچنین در جدول 3 نتایج مشابهی را برای هیئت مدیره پرمشغله می یابیم. در جدول 4 که ما از ریسک سهام استفاده می کنیم ، شواهد ضعیفی وجود دارد که نشان می دهد تغییر در مدیرعامل توسط شرکت کنندگان در بازار ریسک پذیر است. در جدول 5 شواهد ضعیفی را مشاهده می کنیم (ضرایب فقط در سطح 10٪ معنادار هستند) که بازنشستگی مدیر عامل و تصدی مدیرعامل احتمال پیش فرض ، امتیاز  بانک را افزایش می دهد. از طرف دیگر ، به نظر می رسد که بانک هایی با مدیر عامل های جوان تر احتمال پیش فرض کمتری دارند. همچنین درمی یابیم که ضریب پر مشغلگی هیئت مدیره در برخی از مدلها اگرچه ضعیف است در اکثر مدلهای جدول 5 منفی است. این یافته ممکن است شواهد (محتاطانه ای) را ارائه دهد مبنی بر اینکه هیئت مدیره پرمشغله در خارج از کشور می تواند در مدیریت کلی ریسک بانک و کاهش احتمال پیش فرض نقش داشته باشد. این نتیجه مطابق با یافته های الیاسیانی و زانگ (2015) است. همچنین انتظار می رود که هیئت مدیره هایی با دارا بودن تعداد بیشتر مدیران فعال در خارج از کشور، برخورداری از مهارت های مالی پیشرفته ، ارتباطات و دانش صنعتی ، سرمایه های بهتری را کسب کنند.

5. نگرانی های بالقوه درون زا و بررسی های استواری

همانطور که در مقالات حاکمیت شرکتی ذکر شده است ، نتایج ما ممکن است مستعد مسائل مختلف درون زا باشد. آنها ممکن است تحت تأثیر درون زایی پویا قرار بگیرند که تحقق قبلی متغیر وابسته بر تحقق فعلی یک یا چند متغیر توضیحی تأثیر می گذارد (وینتوکی ، لینک ، و نتر ، 2012). به عنوان مثال ، ساختار هیئت مدیره فعلی ممکن است نتیجه عملکرد قبلی باشد و به نوبه خود ، به احتمال زیاد می تواند بر نتایج آینده تأثیر بگذارد. در شرایط ما ، مدیریت نامناسب ریسک بانکی گذشته می تواند باعث تغییر در ساختار فعلی هیئت مدیره یا جایگزینی رئیس یا مدیرعامل شود. این به نوبه خود ، ممکن است در اختلاف سنی بین مدیر عامل و  رئیس تأثیر داشته باشد. هرمالین و ویزباخ (2003) معتقدند سازوکارهای حاکمیتی بصورت درون زا تعیین می شوند ، بنابراین ، ارتباط مستقیم بین هر یک از ویژگی های هیئت مدیره و نتایج شرکت ممکن است نادرست باشد. در این زمینه ، قدرت مدیر عامل یا دوگانگی مدیر عامل شرکت همچنین می تواند بر ساختار هیئت مدیره و عملکرد ایجاد کننده مسائل مربوط به درون زایی آینده تأثیر بگذارد. به عنوان مثال ، شیوداسانی و یرماک (1999) دریافتند که مدیران عامل غالباً نقش مهمی را در روند تعیین هیئت مدیره ایفا می کنند. هرمالین و ویزباخ (1998) نشان می دهند که چگونه قدرت مدیر عامل شرکت در اثر انجام فعالیت های درون زا بوجود می آید. شایان ذکر است که احتمالاً دوگانگی مدیر عامل تأثیری بر نتایج ما نخواهد داشت زیرا ما مشاهداتی را که مدیر عامل و رئیس یک شخص هستند را رد می کنیم. نوع دیگری از درون زایی ممکن است توسط متغیرهای سطح بانک حذف شود. این نوع از درون زایی با استفاده از اثرات ثابت بانکی در رگرسیون ما ، که ویژگی های بانکی (مانند فرهنگ ، تصویر ، محافظه کاری یا نوع بانک) را کنترل می کند محاسبه می شود. با این حال ، ما بیشتر یک GMM سیستم دو مرحله ای را تخمین می زنیم تا اثرات احتمالی درونزایی پویا و تعصب متغیر حذف شده را در نتایج خود کاهش دهیم (آرلانو و باند ، 1991). بلوندل و باند (1998) نشان می دهند که سیستم های GMM برای هر دو نوع درون زایی اصلاح می شوند. نتایج حاصل از رگرسیون GMM در جدول 6 ارائه شده است. ما تنها نتایج حاصل از یافته های اصلی در مدل های اصلی ارائه شده در جدولهای 5-2 را ارائه می دهیم. درمی یابیم که متغیر فاصله  سنی اصلی ما ، فاصله سنی 20 ساله مدیرعامل ، هنوز از نظر آماری معنادار بوده و تأثیر منفی بر ریسکهای بانکی مربوط به ریسکهای پورتفولیوی وام دارد که در ستون های شماره 1 و 3 و همچنین امتیاز- Z در ستون 6 گزارش شده است. همچنین درمی یابیم که اختلاف سنی مطلق رئیس-مدیر عامل همچنان از تأثیر منفی و معنی دار بر ریسک پورتفلوی بانکی (ستون 2) و ریسک سهام (ستون 5) برخوردار است. اختلاف سنی رئیس-مدیر عامل نیز در ستون 4 (البته در سطح 5٪) معنادار و دارای نشانه منفی است. از این رو، ما می‌توانیم تایید کنیم که نتایج ما مستعد درون‌زایی بالقوه جدی و مسائل تعصب متغیر حذف‌شده نیستند. در موقعیت ما ، نوع دیگری از مسئله درون زایی می تواند ناشی از ناهمگونی بدون نظارت تشابه سنی رئیس-مدیرعامل  باشد. مشابه یافته های گورگن و همکاران (2015) ، برخی از ویژگیهای مدیر عامل یا رئیس ، مانند تجربه قبلی در صنعت و مدیریت ، ممکن است با متغیرهای اختلاف سن رئیس-مدیرعامل در ارتباط باشد. اگر این مورد وجود داشته باشد ، بنابراین تخمین های ما نادرست است. حتی اگر ما ویژگی های مختلف رئیس و مدیر عامل شرکت را کنترل کنیم ، با این تفاوت که مهارت و تجربه و سایر ناهمگونی های زمانی متغیر ممکن را به طور کامل تنظیم نمی کنیم. به دنبال یافته های گورگن و همکاران. (2015) ، برای مقابله با تطابق درون زایی و ناهمگونی کنترل نشده ، از اثرات ثابت رئیس- شرکت استفاده می کنیم و تخمین های خود را برای هر یک از شاخص های ریسک بانکی مجددا اجرا می کنیم. ما نتایج را برای مدلهای انتخاب شده در جدول 7 ارائه می دهیم. این آزمایش نشان می دهد که مسائل ناهمگونی جدی کنترل نشده یا تطبیق درون زایی تاثیری بر نتایج ما ندارد.

سفارش ترجمه تخصصی حسابداری و اقتصاد

جدول 6. تخمین GMM

این جدول حاوی نتایج حاصل از سیستم دو مرحله ای پویای روش تعمیم یافته رگرسیون (GMM) لحظهها است.  نمونه شامل بانکهایی است که در طی سالهای 2005 تا 2014 در 16 کشور اروپایی فهرست شده اند. ذخایر زیان وام به وام ناخالص به عنوان نسبت ذخایر زیان وام به کل وام های ناخالص محاسبه می شود. وامهای زیان دیده در وام های ناخالص ، نسبت وام های زیان دیده به کل وام های ناخالص هستند. ریسک سهام انحراف معیار قیمت سهام روزانه بانک جریان (t) و سال بعد (t + 1) است. امتیاز- Z برابر است با میانگین بازده دارایی ها به علاوه میانگین نسبت دارایی سرمایه تقسیم شده بر انحراف معیار بازده دارایی. اگر اختلاف سنی رئیس-مدیرعامل حداقل 20 سال باشد دارای ارزش 1 و در غیر این صورت 0 است. اختلاف سنی رئیس-مدیرعامل سن رئیس منهای سن مدیرعامل است. اختلاف سنی مطلق رئیس-مدیرعامل  مقدار مطلق سن رئیس منهای سن مدیر عامل است. مجذور اختلاف سنی رئیس-مدیرعامل مجذور سن رئیس منهای سن مدیر عامل شرکت است. اگر  رئیس و مدیرعامل جنسیت متفاوتی داشته باشند دارای ارزش 1و در غیر این صورت 0 است. در صورتی که رئیس و مدیرعامل قبلاً در صنایع مختلف کار کرده باشند ، اختلاف تجربه صنعتی مدیرعامل برابر با 1 و در غیر اینصورت 0 است. تمام نتایج رگرسیون با حذف متغیرهای ثابت زمانی برای رئیس (مدیرعامل سابق) بدست می آیند. ما متغیرهای زیر را که در ضمیمه A تعریف شده است کنترل می کنیم که عبارتند از : بازنشستگی مدیرعامل ، تصدی مدیرعامل ، مدیر عامل سابق ، تغییر مدیر عامل ،  رئیس جوان ،  تصدی مشترک رئیس- مدیرعامل ، تصدی  رئیس ،  رئیس پرمشغله ، تغییر  رئیس ، اندازه هیئت مدیره ، استقلال هیئت مدیره ، هیئت مدیره پرمشغله ، اندازه بانک ، نسبت کل سرمایه ، رشد وام ناخالص ، رشد واقعی تولید ناخالص داخلی ، بدهی عمومی و متغیر ساختگی بحران مالی. آمار t منسجم مبتنی بر خطاهای استاندارد طبقه بندی شده توسط سطح بانک و سال است. میزان ثابت گزارش شده است. اهمیت آماری به صورت "*" ، "**" ، "***"در سطح 1٪ ، 5٪ ، 10٪ به ترتیب بیان شده است.

جدول 7. تست عدم تجانس بالقوه کنترل نشده و تطابق درون زا.

این جدول حاوی نتایج حاصل از سیستم دو مرحله ای پویای روش تعمیم یافته رگرسیون (GMM) لحظهها است.  نمونه شامل بانکهایی است که در طی سالهای 2005 تا 2014 در 16 کشور اروپایی فهرست شده اند. ذخایر زیان وام به وام ناخالص به عنوان نسبت ذخایر زیان وام به کل وام های ناخالص محاسبه می شود. وامهای زیان دیده در وام های ناخالص ، نسبت وام های زیان دیده به کل وام های ناخالص هستند. ریسک سهام انحراف معیار قیمت سهام روزانه بانک جریان (t) و سال بعد (t + 1) است. امتیاز- Z برابر است با میانگین بازده دارایی ها به علاوه میانگین نسبت دارایی سرمایه تقسیم شده بر انحراف معیار بازده دارایی. اگر اختلاف سنی رئیس-مدیرعامل حداقل 20 سال باشد دارای ارزش 1 و در غیر این صورت 0 است. اختلاف سنی رئیس-مدیرعامل سن رئیس منهای سن مدیرعامل است. اختلاف سنی مطلق رئیس-مدیرعامل  مقدار مطلق سن رئیس منهای سن مدیر عامل است. مجذور اختلاف سنی رئیس-مدیرعامل مجذور سن رئیس منهای سن مدیر عامل شرکت است. اگر  رئیس و مدیرعامل جنسیت متفاوتی داشته باشند دارای ارزش 1و در غیر این صورت 0 است. در صورتی که رئیس و مدیرعامل قبلاً در صنایع مختلف کار کرده باشند ، اختلاف تجربه صنعتی مدیرعامل برابر با 1 و در غیر اینصورت 0 است. تمام نتایج رگرسیون با حذف متغیرهای ثابت زمانی برای رئیس (مدیرعامل سابق) بدست می آیند. ما متغیرهای زیر را که در ضمیمه A تعریف شده است کنترل می کنیم که عبارتند از : بازنشستگی مدیرعامل ، تصدی مدیرعامل ، مدیر عامل سابق ، تغییر مدیر عامل ،  رئیس جوان ،  تصدی مشترک رئیس- مدیرعامل ، تصدی  رئیس ،  رئیس پرمشغله ، تغییر  رئیس ، اندازه هیئت مدیره ، استقلال هیئت مدیره ، هیئت مدیره پرمشغله ، اندازه بانک ، نسبت کل سرمایه ، رشد وام ناخالص ، رشد واقعی تولید ناخالص داخلی ، بدهی عمومی و متغیر ساختگی بحران مالی. آمار t منسجم مبتنی بر خطاهای استاندارد طبقه بندی شده توسط سطح بانک و سال است. میزان ثابت گزارش شده است. اهمیت آماری به صورت "*" ، "**" ، "***"در سطح 1٪ ، 5٪ ، 10٪ به ترتیب بیان شده است.

جدول 8 (ادامه)

این جدول حاوی نتایج حاصل از سیستم دو مرحله ای پویای روش تعمیم یافته رگرسیون (GMM) لحظهها است.  نمونه شامل بانکهایی است که در طی سالهای 2005 تا 2014 در 16 کشور اروپایی فهرست شده اند. ذخایر زیان وام به وام ناخالص به عنوان نسبت ذخایر زیان وام به کل وام های ناخالص محاسبه می شود. وامهای زیان دیده در وام های ناخالص ، نسبت وام های زیان دیده به کل وام های ناخالص هستند. ریسک سهام انحراف معیار قیمت سهام روزانه بانک جریان (t) و سال بعد (t + 1) است. امتیاز- Z برابر است با میانگین بازده دارایی ها به علاوه میانگین نسبت دارایی سرمایه تقسیم شده بر انحراف معیار بازده دارایی. اگر اختلاف سنی رئیس-مدیرعامل حداقل 20 سال باشد دارای ارزش 1 و در غیر این صورت 0 است. اختلاف سنی رئیس-مدیرعامل سن رئیس منهای سن مدیرعامل است. اختلاف سنی مطلق رئیس-مدیرعامل  مقدار مطلق سن رئیس منهای سن مدیر عامل است. مجذور اختلاف سنی رئیس-مدیرعامل مجذور سن رئیس منهای سن مدیر عامل شرکت است. اگر  رئیس و مدیرعامل جنسیت متفاوتی داشته باشند دارای ارزش 1و در غیر این صورت 0 است. در صورتی که رئیس و مدیرعامل قبلاً در صنایع مختلف کار کرده باشند ، اختلاف تجربه صنعتی مدیرعامل برابر با 1 و در غیر اینصورت 0 است. تمام نتایج رگرسیون با حذف متغیرهای ثابت زمانی برای رئیس (مدیرعامل سابق) بدست می آیند. ما متغیرهای زیر را که در ضمیمه A تعریف شده است کنترل می کنیم که عبارتند از : بازنشستگی مدیرعامل ، تصدی مدیرعامل ، مدیر عامل سابق ، تغییر مدیر عامل ،  رئیس جوان ،  تصدی مشترک رئیس- مدیرعامل ، تصدی  رئیس ،  رئیس پرمشغله ، تغییر  رئیس ، اندازه هیئت مدیره ، استقلال هیئت مدیره ، هیئت مدیره پرمشغله ، اندازه بانک ، نسبت کل سرمایه ، رشد وام ناخالص ، رشد واقعی تولید ناخالص داخلی ، بدهی عمومی و متغیر ساختگی بحران مالی. آمار t منسجم مبتنی بر خطاهای استاندارد طبقه بندی شده توسط سطح بانک و سال است. میزان ثابت گزارش شده است. اهمیت آماری به صورت "*" ، "**" ، "***"در سطح 1٪ ، 5٪ ، 10٪ به ترتیب بیان شده است.

ما همچنین از یک متغیر ابزاری  (IV)سنجشگر GMM به عنوان یک روش جایگزین برای پرداختن به تعصب درون زایی بالقوه استفاده می کنیم. با این وجود ، یافتن متغیرهایی که می توانند به عنوان ابزار معتبر در تعیین اختلاف سنی رئیس-مدیرعامل نقش داشته باشند ، دشوار است، زیرا تئوری مربوطه اندک است. ما از دو رویکرد استفاده می کنیم. ابتدا، با توجه به مقالات قبلی (وانگ و کیم، 2009؛ پاتان، 2009؛ میلتکو، پولسون، و وینتوکی، 2014) ، از اختلافات رئیس- مدیرعامل و متغیرهای حاکمیت شرکتی به عنوان ابزاری برای برآورد مرحله اول  متغیرهای اختلاف سنی رئیس-مدیرعامل استفاده می کنیم. نتایج در جدول 8 ارائه شده است. به طور کلی ، ضرایب متغیرهای اختلاف سنی  رئیس-مدیرعامل شرکت در مورد ریسک بانکی با یافته های اولیه ما مطابقت دارند. سپس ، به دنبال مقالات (لیوین و لوین, 2009; اگگروال, ارل, ستوتز,و ویلیامسون, 2010; اندرسون, رب, اپادهیای, و ژو, 2011; سفی لله و شمس الدین, 2018) ، ما از میانگین سال متغیرهای اختلاف سنی سایر بانکهای همکار در همان کشور به عنوان ابزاری برای بانک مربوطه هنگام برآورد متغیرهای اختلاف سنی رئیس-مدیرعامل  در مرحله اول استفاده می کنیم. ما معتقدیم که این یک ابزار معقول است زیرا تغییر در رفتار ریسک پذیری یک بانک کمتر احتمال دارد که بر اختلاف سنی رئیس مدیر عامل بانک های دیگر تأثیر بگذارد. نتایج در جدول 9 ارائه شده است. ما مشاهده می کنیم که یافته های اصلی ما نیز در این مشخصات قرار دارند. برای بررسی روایی و شرایط مربوط به متغیرهای ابزاری ، از داده های کلی برگن-پاپ (کراگگ-دونالد) برای پرداختن به مشکلات شناسایی ضعیف استفاده می کنیم. نتایج آماری F در کلیه تخمینها از مقادیر حیاتی استاک- یوگو (استاک، رایت و یوگا ، 2002) بزرگتر است و این نشان می دهد که ابزارهای مورد استفاده در رگرسیون های مرحله اول ضعیف یا تحت شناسایی نیستند. همچنین آمار J هانسن نشانگر این است که متغیرهای ابزاری بیش از حد مشخص نیستند. از این رو ، متغیرهای ابزاری ما شرایط اعتبار و روایی را برآورده می کنند. مسئله دیگر می تواند تغییرات اندک سری زمانی باشد. آندرس و تیسن (2014) استدلال می کنند که مدل های اثرات ثابت نیازمند تنوع طولی در داده ها هستند. اما ، اگر فقط چند بانک رئیس و مدیرعامل خود را تغییر دهند ، ما ممکن است تنوع کافی را در نمونه مشاهده نکنیم، که باعث می شود تخمین اثرات ثابت برای شناسایی کافی نباشد. ما معتقدیم که مجموعه داده های ما تغییرات سری زمانی کافی را برای شناسایی پارامتر فراهم می کنند. به طور خاص ، در دوره 10 ساله ای که ما بررسی می کنیم ، تغییر  رئیس و مدیر عامل 12٪ از مشاهدات را تشکیل می دهد. با این وجود ، ما همچنین از رگرسیون اثرات تصادفی به عنوان گزینه ای دیگر برای اثرات ثابت بانک ، به عنوان روش دیگری برای مقابله با تغییرات اندک سری زمانی استفاده می کنیم. نتایج اثرات تصادفی در جدول 10 ارائه شده است. ما در می یابیم که ضرایب متغیرهای اختلاف سنی رئیس-مدیر عامل در تمام مدلهای ما همچنان معنادار است.

سفارش ترجمه تخصصی حسابداری و اقتصاد

6. نتیجه گیری

ما می دانیم که اختلاف سنی رئیس - مدیرعامل باعث کاهش رفتارهای ریسک بانکی می شود. به ویژه ، اختلاف سنی رئیس- مدیرعامل که حداقل 20 سال تعریف شده است، در کاهش ریسک بسیار مهم است. ما از شاخص های متعدد ریسک پذیری بانکی برای تمایز بین ریسک پرتفولیوی وام ، خطر ورشکستگی و ریسک مبتنی بر بازار استفاده می کنیم. ما جنسیت و تجربیات قبلی اعضای هیئت مدیره و همچنین رئیس ، مدیرعامل ، هیئت مدیره ، بانک و ویژگیهای اقتصاد کلان را کنترل می کنیم. ما تفاوتهایی را در جنسیت یا تجربه صنعت قبلی نمی یابیم که بر ریسک پذیری بانک تأثیر گذار باشد. ما از برآوردگرها و مشخصات جایگزین به خصوص برای مسائل مختلف درون زایی استفاده می کنیم تا استواری نتایج خود را بررسی کنیم و در نهایت نتایج اصلی ما ثابت باقی می ماند. مطالعه ما دارای چندین محدودیت بالقوه است. در مرحله اول، در حالی که برای کاهش مشکلات درون زا همانطور که در بالا توضیح داده شده است ، مورد توجه قرار گرفته است ، همچنان اثربخشی این رویکردها برای بحث باز است. ثانیا ، نمونه ما شامل بانکهای نسبتاً بزرگ لیست شده ای می باشد. با این حال ، ساختارهای هیئت مدیره ممکن است برای بانکهای غیر فهرست شده یا نسبتاً کوچکتر متفاوت باشد. سوم ، به دلیل مسائل مربوط به محدودیت داده ها ، ما قادر به کنترل مالکیت ، به ویژه مالکیت متمرکز و مالکیت مدیریتی نیستیم. با وجود این محدودیت های بالقوه ، این مطالعه نشان دهنده اهمیت تنوع سنی در هیئت مدیره و به ویژه بین رئیس و مدیرعامل در رفتار با ریسک بانکی است. ممکن است مطالعات آینده بتوانند با استفاده از یک نمونه بزرگتر بانکهای لیست شده و لیست نشده از جمله موسسات کوچکتر ، به این موضوعات توجه بیشتری نشان دهند. مطالعه ما دارای پیامدهای سیاسی برای تنظیم مدیریت بانکها به ویژه با CRD IV اتحادیه اروپا که مربوط به تنوع هیئت مدیره است مرتبط است. نتایج ما در مورد تأثیر عدم تمایز سنی بین رئیس و مدیرعامل در مورد ریسک پذیری بانکی از دستور مذکور در توصیه به اختلاف بیشتر هیئت مدیره (بخصوص مربوط به اختلاف سنی رئیس-مدیرعامل) پشتیبانی می کند. زیرا این امر می تواند ریسک بانک بیش از حد را کاهش دهد. مدارک و شواهد ما در سطح کشورهای اروپایی نیز برای سیاست گذاران سایر مناطق و کشورهای اقتصادی نیز مرتبط است. علاوه بر این ، یافته های بخش بانکی ما با گورگن و همکاران (2015) مطابقت دارد که نتیجه گیری مشابهی را برای شرکتهای غیر مالی آلمانی یافت. از این رو ، اثر مثبت اختلاف سنی ممکن است در سایر بخش ها و کشورها مرتبط باشد به گونه ای که سیاست گذاران و سرمایه گذاران می توانند این تأثیرات را بر رفتار شرکت در نظر بگیرند