شاخص قیاس
شاخص قیاس، زیرمجموعه ی کارا یا استاندارد مشخصی است که برای مقایسه ی میزان هزینه ها یا مصرف داده های اعضای یک نمونه از آن استفاده میشود. ملاک مقایسـه بـر مبنـای بهتـرینواحدها یا تابع تولید یا هزینه ی شاخص قیاس است. در مطالعات اولیه، توابع شـاخص قیـاس بـراساس اطلاعات متقابل موجود برآورد می شد. در بعضی از مطالعات، ایـن شـاخص بـا اسـتفاده ازسری زمانی، بر اساس نوعی از تابع متوسط تولید محاسبه شده است. همچنین بعضی پژوهش ها، توابع متقارن تولید کاب داگلاس یا سایر توابع تولید را با درنظر گرفتن متغیری که اندازه را نشان
.(Abid & Niazi, 2003) دهد، به کار برده اند
روش های پارامتریک
در این روش تمرکز بر تخمین هایی از توابع هزینه، سود و تولید است. با توجه به ارتباط این سـهتابع با یکدیگر ـ در بسیاری موارد تابع هزینه و تابع تولید را مزدوج یکدیگر می دانند ـ کاربرد تابع هزینه از سایر توابع در این روش به مراتب بیشتر است. همچنین روش پارامتریک، با به کـارگیری تابع هزینه ها برای مدل دهی مؤسس ههایی که در فضای بسـیار مقرراتـی عمـل مـی کننـد (ماننـدصنعت بانکداری)، بهطور وسیعی استفاده شده است (Afriat,1972). از آنجایی که سـتانده هـا در سامانه های بانکی برون زا هستند و با فرض رقابتی بودن بازار، بهای داده ها نیز برون زا هسـتند بـااستفاده از تابع هزینه، می توان پارامترهای پایداری را برآورد کرد (امیری، رئیس صفری، 1384).

روش های غیرپارامتریک
نتایج مطالعات انجام شدهی فارل در سال 1957 و فیـر ، گروسـکوف و لاول در سـال 1985 بـهگسترش شیوهی برنامه ریزی غیرپارامتریک برای محاسبهی کارایی منجـر شـد (امیـری، 1380؛ نصیری، 1382). یکی از روشهای نا پـارامتری، روش (DEA) اسـت کـه نخسـتین بـار از سـویچارنز، کوپر و رودز در سال 1978 برای اندازه گیری علمی کـارایی در سـازمان هـای غیرانتفـاعی معرفی شد. بهعلاوه ((DEA قادر است، کارایی نسبی را در بین گروهی از سازمان هـا کـه دارایداده ها و ستانده های متعدد هستند و تابع تولید از پیش مشخص شده ای ندارند، اندازه گیـری کنـد(نصیری، 1382).
نگرش های اندازه گیری دادهها و ستانده ها
به طور کلی دو نگرش متفاوت در زمینه ی اندازه گیری داده ها و ستانده هـا در ادبیـات و مطالعـاتبانکی وجود دارد. این دو نگرش عبارتند از نگرش واسطه ای و نگرش تولیدی. در ادامـه توضـیحکوتاهی از هر یک داده می شود.
نگرش واسطهای
در این نگر ش بانکها به عنوان یک مؤسسهی واسطه ی خدمات مـالی دیـده مـی شـوند. از نظـرکالول و دیویس در سال 1992، بانکها بهصـورت ارائـه دهنـده ی خـدمات واسـطه ای از طریـقجمع آوری سپرده ها و سایر بدهیها و تبدیل آنها به داراییهای بهرهدار، مانند انـواع وامهـا، اوراقبهادار و سایر سرمایه گذاری ها فعالیت میکنند (Gradener, Molyneux & Yener, 1996).
نگرش تولیدی
این نگرش تا دهه ی 1980 در ادبیات بانکداری حاکم بود. در این دیـدگاه و بـه نظـر هـامفری، بانک ها به عنوان تولیدکننده ی دو نوع خدمت تبیین می شدند. این دو خدمت گردآوری و مصـرفوجوه است Gradener, Molyneux & Yener, 1996)).
بنابراین در این نگرش بر خلاف روش قبلی، بانک ها تولیدکننده ی خدمات حساب های وام و سپرده شمرده می شوند که برای ارائهی خدمات، از سرمایه و نیروی کار خود استفاده می کننـد . در این روش، اندازه گیری ستانده ها بر حسب تعداد حسابهای خدماتی است، در حالیکه در نگـرشواسطه ای مبلغ پولی ملاک بود (عابدی، 1379).

چهارچوب نظری پژوهش
با توجه به یکسان بودن اهداف کلی بانک ها و با فرض اینکه تلاش شعب برای حصول بهاهداف تعیین شده است، به بررسی کارایی آنها خواهیم پرداخت.
با توجه به محدودیت های موجود در رابطه با دسترسی به اطلاعات و با توجه به تعاریف ارائـهشده، روش محاسباتی احتمالی پارامتریک در مقابل روشهای قطعی ـ غیرپارامتریـک انتخـاب وبه کار گرفته شده است. لازم به یادآوری است که هدف از بهکـارگیری روش هـا ی پارامتریـک و قطعی یا احتمالی و غیرپارامتریک، ایجاد شاخص قیاس یا مرز استانداردی است تـا مـوارد تحـتبررسی با آن استاندارد از دید میزان تولید یا میزان هزینهی داده هـا مقایسـه شـوند. از آنجـا کـهصنعت بانکداری ماهیت چندمحصولی داشته و نوع ارتباط میان داده ها و ستانده ها چندان شـفاف نیست (صارمی و خویینی، 1383)، بنابراین تابع هزینهی مرزی بـرای محاسـبهی کـارایی مـورداستفاده قرار می گیرد. در این پژوهش ما از دو مدل اول و دوم بتیس و کـوئلی (1992) و (1995) از تیم کوئلی در دانشگاه نیوانگلند استفاده میکنیم (Battese & Heshmati,1998).
مدل اول بتیس کوئلی (1992) (مد ل کارایی متغیر با زمان)
این مدل را نخستینبار بتیس و کوئلی در سال 1992 معرفی کردند. در مدل اول، تـابع هزینـه ی مرزی تصادفی برای داده ها پانل شده در حالت کلی به شکل رابطه ی شماره ی 1 است:
Cit = F(Yit,Pjit ,β) + vit +uit ,i =1,2….N (1 رابطهی
که در آن،
cit: هزینه ی کل شعبه ی i ام در زمان ام است؛ yit : تولید شعبه i ام در زمان ام؛ Pjit : قیمت نهاده ی ام مورد استفاده در شعبه ی i ام برای زمان ام است (یـک بـردار کـهشامل m نهاده است).
β: متغیرهای مدل هستند که باید برآورد شوند؛
vit: جملهی خطای (پسمانه) نرمال شعبه i ام،uit جزء ناکارایی شعبه i ام در زمان اسـت که به صورت رابطه ی شماره ی 2 تعریف می شود (Coelli, Rao & Battese,1998).
uit ={e× p[−η(t −T)]}ui (2 رابطه ی
η : پارامتری است که باید برآورد شود.
در این مدل فرض می شود کارایی بنگاه i ام در طول زمان تغییر می کند. در این مدل به طـور کلی فرض می شود که شعبه ها (بنگاه ها) با یکدیگر تفاوت ساختاری ندارند و ویژگی هـای خـاصهر شعبه (بنگاه) تأثیری در عدم کارایی ندارند (کریمی،1381).
مدل دوم مدل بتیس کوئلی (1995) (مدل اثرهای ساختاری)
این مدل را نخستین بار بتیس و کوئلی در سال 1995 مورد اسـتفاده قـرار دادنـد کـه بـهصـورترابطه ی شماره ی 3 تعریف می شود.
Cit =F(yir ,Pjit ,zi;β) +vit +uit ,vit (3 رابطه ی
تمام علائم بهکار رفته در این رابطه، همانند رابطه ی شماره 1 است و zi بردار ویژ گـی هـایخاص هر شعبه (بنگاه) است که به طور مستقیم در داخل مـدل آورده مـی شـود وuit بـه شـکلرابطه ی شماره ی 4 تعریف می شود و دارای توزیع نرمال منقطع به صورت زیر است.

uit = ziδ+wit (4 رابطه ی
uit ≈ N(ziδ,σa2) (5 رابطهی
wit: متغیر تصادفی با توزیع نرمال منقطع با میانگین صفر و واریانس 2σw است وui و vi از همدیگر مستقل اند و δ متغیرهایzi هستند که در داخل مدل برآورد می شوند. این مدل فرض می کند که ناکارایی در قالب متغیرهای توضیحی ای بیان می شود که بیانگر ویژگی های خاص هر شعبه هستند. در این حالت فرض می شود که شعب بانک دارای تفاوت های ساختاری با همـدیگرهستند و همین ویژگی های خاص هر بنگاه بر کارایی بنگاه مؤثر هستند (کریمی، 1381).
مدل پژوهش
تابع هزین ه مرز تصادفی انعطاف پذیر ترانسلوگ است که در آن جـزء نا کـارایی بـه وسـیله ی مـدل (بتیس و کوئلی (1992) و مدل بتیس (1995) تعریف می شود و به شرح رابطـه ی شـماره ی 6 در نظر گرفته شده است (کریمی،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 ی 6) 1=j=1j
uitj ≥ k
که در آن زیر نویس های وt بیانگر شعبه ام و مال ام است؛ logC: لگاریتم هزینه کل؛
logq: لگاریتم ستانده ی شعبه که در این پژوهش حجم کل تسهیلات اعطایی غیرتکلیفـیمدنظر بوده؛
1logP: لگاریتم میانگین دستمزد سالانه ی پرداختی به هر نفر نیروی کار است؛
2logP: لگاریتم متوسط سود پرداختی به سپرده های سرمایه گـذاری مـدت دار (کوتـاه مـدت،بلندمدت) است. (نرخ میـانگین سـود پرداختـی از تقسـیم کـل سـود پرداختـی بـه سـپرده هـایسرمایه گذاری برحجم سپرده های سرمایه گذاری به دست آمده است)؛
3log P: لگاریتم میانگین نرخ استهلاک دارایـی ثابـت اسـت . (میـانگین نـرخ اسـتهلاک ازتقسیم کل هزینه ی استهلاک بر ارزش کل داراییهای ثابت شعبه) محاسبه شده است؛
4logP: لگاریتم نرخ هزینه های اداری است که از تقسـیم کـل هزینـههـای اداری بـر کـلتسهیلات اعطایی غیرتکلیفی به دست آمده است؛
logs: لگاریتم شعبه نهاده ثابت، سپرده های قرض الحسنه است؛ هزینههای کل شعبهی بانک نیز از مجموع موارد ذیل تشکیل شده است.
هزینهی پرسنلی، هزینهی سود پرداختی به سپرده های مدت دار، هزینه استهلاک داراییهـا ی ثابت، هزینه های اداری و سایر هزینه ها.
متغیرها
متغیرهای محاسباتی
در این پژوهش، مقدار کل هزینه های شعبه که شامل سـود پرداختـی بـه سـپرده هـای مـدت دار هزینه های پرسنلی، هزینه های اداری، هزینه های استهلاک و سایر هزینه ها است، به عنوان متغیر وابسته در نظر گرفته شده است. شایان ذکر است که هزینه های کل با استفاده از شاخص ضمنی قیمت (سال پایه 1380) تعدیل شده است. همچنین حجم کل تسهیلات اعطایی غیرتکلیفی شعببانک، به عنوان ستانده شعب در تابع هزینه وارد شده است.
متغیرهای آماری
همان طورکه اشاره شد این دسته از متغیرهـا در اصـل متغیرهـایی اصـلی پـژوهش هسـتند و در مدل های آماری به کار برده می شوند تا با توجه به آمارهای محاسبه شده در راسـتای تأییـد یـا رد فرضیهها ی پژوهش به کارگرفته شوند. بدیهی است این متغیرها با توجه به فرضیه هـای پـژوهش بیان می شوند. بنابراین با توجه به فرضیه ی اصلی این پژوهش، چهار متغیر مستقل به شـرح ذیـلدر نظر گرفته شده است.
الف) اندازه ی اقتصادی شعب
بزرگی و اندازه ی اقتصادی شعب بانک ها با معیارهای متفاوتی از قبیل تعداد پرسـنل، جمـع کـلدارایی ها یا مجموع سپرده های هر شعبه بیان می شود. این معیارها درکل همبستگی بسیار بالایی با یکدیگر دارند و در هر پژوهش بسته به شرایط و جامعه ی مورد نظر، یکی از آنها به کـار گرفتـهمی شود. با توجه به اینکه اکثر مطالعات اخیر، معیار مجموع سپرده های شعب بانک ها را به عنـوان شاخص اندازه به کار برده اند، در این پژوهش مجموع سپرده هـای هـر بانـک بـه عنـوان شـاخصاندازه ی آن شعبه اختیار شده است.
نسبت داراییهای ثابت به کل داراییها
با توجه به اینکه اموال غیرمنقول بخش کلانی از مانـده دارایـی هـای ثابـت بانـک هـا را تشـکیلمی دهد، این مانده می تواند شاخص مناسبی از سیاست های سرمایه گذاری بانکها در امـر امـوالغیرمنقول را بیان کند. از تقسیم این مانده به کل دارایی هـای هـر بانـک در هـر سـال، نسـبتیبه دست می آید که شدت سرمایه گذاری هر بانک در مقایسه با بانکهای دیگـر در ایـن زمینـه رانشان می دهد.
سطح تحصیلات کارکنان
هدف از آوردن این متغیر در ردیف متغیرهای مستقل، بررسی ارتباط بین سیاست های آموزشـی و استخدامی بانکها و میزان کارایی آن بانکها است. یکی از معیارها برای انعکاس این امر درصد کارمندان بالاتر از لیسانس هر شعبه نسبت به کل کارمندان است.

د ) درجه به کارگیری فناوری
استفاده از فناوری در ارائهی خدمات بانکی بـا عنـوان بانکـداری الکترونیـک و همچنـین میـزانبه کارگیری مؤلفه های فناوری اطلاعات و ارتباطات، ازجمله بستر های نرمافزاری و سخت افـزاریو شبکههای ارتباطی، باعت افزایش کارایی و اثربخشی شعب خواهد شد. پس این متغیر می تواند به عنوان یکی از عوامل مؤثر برکارایی شعب در نظر گرفته شود.
روش پژوهش
این پژوهش بر اساس اهداف و سؤال های مطرح شده ی یک پژوهش علمی و کـاربردی اسـت و بر اساس نوع ماهیت و روش پژوهش یک توصیفی ـ همبستگی است.
جامعه ی آماری مورد بررسی در این مطالعه شعب بانک سپه (52 شعبه سرپرستی منطقـه ی دو استان تهران) که تعداد جامعه ی آماری با نمونه ی آماری برابـر اسـت و از روش سـر شـماریاستفاده شده است. محدوده ی جغرافیایی و پراکندگی شعب در این منطقه بـهگونـه ای اسـت کـهشعب مناطق شمال شهر با موقعیت اقتصادی مناسب و همچنـین شـعب کوچـک و بـا موقعیـتبازاری و مسکونی و خدماتی در جنوب شهر را پوشش می دهد.
در این پژوهش برای گردآوری اطلاعات از روش اسنادی ـ کتابخانه ای استفاده شـده اسـت .
اطلاعات آماری مورد نیاز برای سه سال مالی (1384، 1385، 1386) به طـور مسـتقیم از بـیلانحسابداری شعب استخراج شده است.
نرم افزار مورد استفاده در این پژوهش برنامه ی کامپیوتری Frontier 4.1 است که توسط تیم کوئلی از دانشگاه نیوانگلند، برای تخمین متغیرهـای تعـدادی از توابـع تولیـد و هزینـه ی مـرزیتصادفی به روش حداکثر درست نمایی (MLE) تهیه شده است. دو مدل اصلی در نظر گرفته شده
در این برنامه، مدل کارایی متغیر با زمان بتیس وکوئلی (1992) و مدل کـارایی بتـیس و کـوئلی (1995) هستند (کریمی، 1381).
یافتههای پژوهش
تخمین های حداکثر درست نمایی (ML)، متغیرهـای تـابع هزینـه ی مـرزی تصـادفی ترانسـلوگمعرفی شده که با فرض وجود جزء ناکارایی تعریف شده است و به وسیله ی مدل اول و دوم مـوردسنجش و اندازه گیری قرار گرفت.
در هر دو مدل تخمین متغیرها و ضرایب معنادار هستند. تخمـین متغیرهـای مـدل ناکـارایی متغیر با زمان، نشان می دهد که ناکارایی اقتصادی (هزینه) طی زمان افزایش یافته؛ چراکه متغیـر η منفی برآوردشده است (129/0- = η) برای تصمیم گیری دقیق تر در قسمت آزمون فرضیه هایمدل با استفاده از نسبت حداکثر درستنمایی این مسئله را واضح تر بیان خواهیم کرد.
اما در مورد متغیر γ که در واقع نشان دهندهی لزوم وجود ناکارایی است، در مدل اول برابر 94 درصد است و می توان گفت که 94 درصد از خطاهای مدل، به دلیل وجود جزء ناکارایی است کـهاین موضوع با توجه به آمارهی t این متغیر آشکارتر می شود؛ چراکه آماره ی t برابر با 73/40 است و معنادار بودن ضریب γ پذیرفته می شود. پـس مـیتـوان گفـت بـهدلیـل وجـود جـزء ناکـارایی تخمینهای ML به روش ols ترجیح داده می شود. اما در مورد مدل دوم، می توان بـه ایـن نکتـهتوجه کرد که متغیرهای خاص هر شعبه که نشـان دهنـده ی تفـاوتهـای سـاختاری شـعبه هـای مختلف است، در مدل معنادار هستند، بهطوری که آماره های t هر چهار متغیر (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 ی
(−1/52)(6/11)(−2/05)(−3/02)
1z : اندازه ی اقتصادی شعبه با ناکارایی رابطه ی منفی دارد.
ضریب متغیر 1z است که نشان دهندهی تأثیر اندازه ی اقتصادی شعبه بر کارایی است. بـاتوجه به اینکه تأثیر اندازه ی اقتصادی شعبه بر ناکارایی منفی است(019/0)، پس می توان گفت با افزایش اندازه ی اقتصادی شعب یا میزان جذب سپرده ها، کارایی شعب نیز افزایش می یابد.
2z : نسبت دارایی های ثابت به کل دارایی ها با ناکارایی رابطه ی مثبت دارد.
ضریب متغیر 2z است که نشان دهنده ی تأثیرگذاری نسـبت دارایـی هـای ثابـت بـه کـلدارایی ها بر کارایی به میزان(018/0)اسـت . رابطـه ی مثبـت بـین ایـن متغیـر و نا کـارایی شـعب ، نشان دهنده ی میزان تأثیرگذاری نسبت داراییهای ثابت به کل دارایی ها بر کارایی است.
3z : تحصیلات کارکنان شعبه با ناکارایی رابطه ی منفی دارد.
ضریب متغیر 3z است که نشان دهنده ی میزان تأثیر متغیر نسبت تحصیلات کارکنان بـرکارایی است. تأثیرگذاری این متغیر برکارایی برابر ( 016/0) و مثبت تخمین زده شده است.
4z : درجه ی به کارگیری فناوری شعب با کارایی رابطه ی مثبت دارد.
با استفاده از تخمین مدل میزان تأثیر مثبت ضریب متغیر 4z بر کارایی(028/0) برآورد شده است.
آزمون فرضیههای مدل
آزمون فرضیههـا ی مـرتبط بـا متغیرهـای توا بـ ع مـرزی تصـادفی بـا اسـتفاده از آزمـون نسـبت درستنمایی (LR ) بشکل زیر است. رابطهی 8) {[(1λ=−2{log[L(H0)/L(H1)]}=−2{log[L(H0)−L(Hکه در آن؛ γ آماره ی آزمون، (0L(H و (1L(H مقادیر تابع حداکثر درست نمایی بـا توجـه بـهمحدودیت های مشخص شده به وسیله ی فرضیه ی صفر (0H) و فرضیه ی مقابل (1H) است.
آزمون فرضیه ی مدل اول
با توجه به آزمون فرضیههای مختلف مدل اول، بهینه ی مدل ناکارایی متغیر با زمان اسـت؛ زیـرابا توجه به آماره ی آزمون فرضیه ی صفر (0(Hکه بیان کننده ی مدل بهینه ی نامتغیر با زمان بـود ، رد می شود و فرضیهی مقابل (1H) پذیرش می شود.
با توجه به آزمون فرضیههای مختلف، متغیرهای هر دو مدل نشان می دهنـ د کـه مـدل اولارجح، مدل ناکارایی (متغیر با زمان) است که درآن، جزء ناکارایی دارای توزیع نیمه نرمـال اسـت . براس اس تخم ین متغیره ای م دل 94% = اس ت و آم اره ی آزم ون t مرب وط بـه آن نی ز، نشان دهنده ی معناداری ضریب فوق، یعنی برآوردهای (ML) حـداکثر درسـت نمـایی بـه بـرآورد (CLOS) ترجیح دارد.
جدول 1. آزمون فرضیه های مدل اول
مدل اول Loglikelihood λ مقدار بحرانی تصمیم
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 فرضیه ی مدل دوم
مدل دوم ارجح، مدلی است که در آن 0 = است و ناکارایی شعب تابعی از ویژگی های خـاصهر شعبه از جمله اندازه ی اقتصادی شعبه، نسبت دارایی های ثابـت بـه کـل دارایـی هـای شـعبه، تحصیلات کارکنان و درجه بهکارگیری فناوری شعبه است.

جدول 2. آزمون فرضیه های مدل دوم
مدل اول Loglikelihood λ مقدار بحرانی تصمیم
H0 :δ0 = 0 93/68 -3/06 3/84 پذیرش
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

نتیجهگیری و پیشنهادات
میانگین کارایی اقتصادی شـعب در قالـب دو مـدل معرفـی شـده محاسـبه شـد. در تـابع هزینـهترانسلوگ میزان کارایی اقتصادی بر اساس مدل اول برای سالهـای (84، 85 و 86)، بـهترتیـب(80، 77 و73) درصد و براساس مدل دوم بـه ترتیـب (69، 64 و58) درصـد محاسـبه شـد . علـتاختلاف میزان کارایی بین مدل اول و دوم، وجود متغیر هـای سـاختاری هـر شـعبه در مـدل دوماست.
همانطورکه نتایج نشان می دهد، میزان نا کـارایی شـعب براسـاس مـدل اول درطـول زمـانافزایش یافته است، به طوری که میزان میانگین کارایی از 80 درصد در سال 84 به 77 درصـد در سال 85 و درنهایت 73 درصد در سال 86 رسیده است و علت این امر شاید رشد کمتر تسهیلات پرداختی نسبت به رشد هزینه ها باشد، بهطوری که رشد تسهیلات هم پای رشـد هزینـه افـزایشنیافته است.
با توجه به فرضیه ی اصلی پژوهش که (حجم تسهیلات اعطایی در شعب مورد نظر با وجـودهمین سطح نهاده قابل افزایش است)، میتوان اظهار نظر کرد که با مقایسه و تحلیـل نتـایج درمدل، شعب تحت پوشش ارائه ی تسهیلات را با کمترین هزینه انجام نـداده انـد ، پـس مـی تـوانهمین سطح از اعطای تسهیلات و همچنین ارائهی خدمات را با نهاده های کمتر ایجاد کرد یا بـاهمین میزان نهاده ستاندهی بیشتری را تولید کرد.
همچنین در مورد سایر فرضیه های پژوهش میتوان اینچنین تحلیل کرد.
با توجه به اینکه تأثیر متغیر اندازه ی اقتصادی شعبه بر ناکارایی منفی است، میتوان گفت با افزایش اندازهی اقتصادی شعب یا میزان جذب سپرده ها، کارایی شعب نیز افزایش پیدا می کند.
بنابراین پیشنهاد میشود که به مسئلهی مکـان یـابی شـعب توجـه جـدی شـود و بـا اسـتفاده ازروش های نوین در مکان یابی شعب، نسبت به تأسیس شعب جدید اقدام و در تأسیس شعب جدید به اندازه ی اقتصادی آن توجه شود.
رابطه ی مثبت بین متغیر نسبت دارایی های ثابت بـه کـل دارایـی هـا و نا کـارایی شـعب ، نشان دهنده ی میزان تأثیرگذاری نسبت دارایی های ثابت به کل دارایی ها بر کارایی است. بنابراین افزایش غیرمتعارف در دارایی های ثابت از طریق کـاهش سـتانده هـا و افـزایش داده هـا ، موجـب کاهش کارایی بانک ها می شود. بنابراین نظارت مستمر به ایـن شـاخص در توسـعه ی فیزیکـی ورشد اموال غیرمنقول شعب، می تواند باعث افزایش کارایی شعب شود (امیری، 1380).
رابطهی مثبت بین سطح تحصیلات کارکنان با کـارایی شـعب، نشـان دهنـده ی نقـش واهمیت تخصص و آموزش کارکنان بر افزایش کارایی شعب است. نیروی انسانی متخصص یکـیاز مهمترین دادههای یک اقتصاد نوین است؛ چرا که پیش نیاز هر گونـه تغییـر، تحـول و تکامـلاجتماعی ـ اقتصادی وجود انسان های ارزشمند و متحول است. به کـارگیری افـراد بـا تحصـیلاتبالا، متضمن تغییرات ساختاری و طراحی مشاغل تخصصی جدید است. بنابراین پیشنهاد میشود برای افزایش انگیزه و بهرهوری نیروی انسانی شرح وظایف و مشـاغل از حالـت کـارکرد سـنتی، بهسمت کارکردهای تخصصی متناسب با رشد فناوری تغییر یابد.
با توجه به رابطه ی مثبت بین درجـه ی بـه کـارگیری فنـاوری و کـارایی شـعب پیشـنهاد می شود با رشد روزافزون تکنولوژی های فناوری اطلاعات و ارتباطات و به خـدمت گـرفتن آن در سیستم بانکی و همچنین رقابت تنگاتنگ بین بانکها و ورود مؤسسه هـای مـالی و بانـک هـا ی خصوصی جدید، برای افزایش تـوان رقابـت بـین بانـک هـا از مؤلفـه هـای فنـاوری اطلاعـات و ارتباطات، ازجمله سیستم های نرم افزاری و سـخت افـزاری ، همچنـین توسـعه ی زیرسـاخت هـا ی ارتباطی شبکه در غالب بانکداری الکترونیک بهره گیری مؤثر شود و همچنـین در جهـت ارتقـا و
افزایش سطح علمی کارکنان با علوم و فنون و تحولات بانکداری نـوین ، آمـوزش هـای جدیـد و متناسب با آن ارائه شود.
همچنین در ذیل پیشنهادهایی برای پژوهش های آینده ارائه شده است:
بررسی نحوهی بهینه سازی متغیرها و ضرایب در تعیین درجهبندی شعب بانک؛
بررسی نحوهی تعیین عوامل مؤثر در تأسیس و توسعهی شعب بانک در یک شهر؛
بررسی نقش تحصیلات در مشاغل مختلف بانک و میزان علاقه مندی افـراد بـا تحصـیلاتعالی به استخدام در بانک؛
بررسی ویژگی ها و شاخصه های مدیریت اثربخش در شعب بانک؛
مدل سازی و بهینه سازی هزینه خدمات بانکی.
منابع
امیری، ه. (1380). بررسی کارایی بانک های تجاری در ایران. پایان نامه ی کارشناسی ارشـد . تهـران :
دانشکده ی اقتصاد دانشگاه تهران.
امیری، ه.، رئیس صفری، م. (1384). بررسی کارایی بانکهای تجاری در ایران و عوامل نهادی مؤثر بر آن، دو فصلنامهی علمی پژوهشی جستارهای اقتصادی، سال دوم شماره (3): صفحات97-62
برهانی، ح. (1376). سنجش کارایی در بانکهـای تجـاری ایـران و ارتبـاط آن بـا تعـدادی از ابعـادساختاری و مالی. رساله ی دکترا، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد علوم و تحقیقات.
صارمی م.، خویینی، ا. (1383). تعیین و پیشبینی کارایی شعب بانک ملت قزوین با اسـتفاده از روشتحلیل پوشش دادهها، مجله ی دانش مدیریت،شماره 64 : صفحات 127-106
عابدی، پ. (1379). تخمین کارایی فنی صنعت بانکداری، پزوهش های اقتصـاد ی، شـماره (6)پـاییز :
صفحات84-63
کریمی، م. (1381). بررسی کارایی شعب مختلـف بانـک کشـاورزی و تعیـین عوامـل مـؤثر بـر آن.
پایان نامه ی کارشناسی ارشد. تهران: دانشکده ی اقتصاد دانشگاه تهران.
مالک، ف. (1369). کارایی سازمان، مجله تدبیر، شماره (5) مهر.
نصیری، ن. (1382). بررسی کارایی سیستم بانکی با کاربرد تحلیل پوششـی داده هـا، پـژوهش هـایاقتصادی، شماره (9 و 10) پاییز 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.


پاسخ دهید