סוגיות בבנקאות 15, תמוז התשס"א יוני 27-5 2001, ISSN 0334-6323 עמי ברנע *, יעקב פרוש ** והילה קונפורטי * This topic is one on which important issues of economic policy are held to hinge: in wealthy economies, bigness is widely viewed as a menace against which government activity should, perhaps, be directed; in poor economies, littleness is often viewed as a sign of backwardness to be dealt with by government policy. The lack of discipline with which such issues are typically discussed reflects, I think, the lack of an adequate understanding of the forces determining firm size. Robert E. Lucas, Jr., 1978 תקציר ענ הבנקאות נמצא במרבית המדינות בפיקוח ממשלתי, ובמסגרת זו מוטלות עליו מגבלות המשפיעות על מבנהו. עבודה זו עוסקת בהתפלגות הרצויה של מערכת הבנקאות הישראלית לפי שלוש קבוצות גודל בנקי גדולי, בינוניי וקטני על רקע השינויי המבניי שהתחוללו בעשור האחרו במבנה המערכת. בבחינת השפעתו של השינוי במבנה הנוכחי על רווחת הציבור נמצא כי הגדלת החלק של הבנקי הבינוניי במערכת על חשבו חלק של הבנקי הגדולי והקטני תעלה את רווחת הציבור. זו נמדדת על פי שלושה קריטריוני : עוד הצרכ הגלו בשירותי הפיננסיי שמספקי הבנקי, יציבות הבנקי ויעילות התפעולית. בעבודה מוצעות ומיושמות שיטות אקונומטריות למדידת ההשפעה של שינוי בהתפלגות הענ בי שלוש קבוצות הגודל על שלושת הקריטריוני האלה לרווחת הציבור. * הפיקוח על הבנקים, בנק ישראל. ** אוניברסיטת בר אילן, ויועץ בפיקוח על הבנקים, בנק ישראל. עבודה זו הוצגה במסגרת דיון בפיקוח על הבנקים בבנק ישראל, הכותבים מודים על הערותיהם של המשתתפים בדיון זה. כן הוצגה העבודה בכנס האגודה הישראלית לכלכלה 1999. הכותבים מודים לישי יפה ולמשתתפים אחרים על הערותיהם המועילות.
6 סוגיות בבנקאות 15 1. מבוא ענף הבנקאות נמצא במרבית המדינות בפיקוח ממשלתי, ובמסגרת זו מוטלות עליו מגבלות, המשפיעות על מבנהו. כך, למשל, החיוב לקבל רשיון ולנהל מערכת חשבונאית מקיפה ועדכנית חוסם כניסה של בנקים לענף; נמצא כי הנהגת מגבלת ההון המזערי במערכת הבנקאות האמריקנית השפיעה על הגודל האופטימלי של הבנקים - זה המביא למיצוי של יתרונות לגודל ולמיגוון. 1 עד לאמצע שנות השמונים פעלו מספר גורמים למניעת התגבשות של מבנה תחרותי לענף הבנקאות בישראל: מצד אחד, הייתה מעורבות ממשלתית ניכרת בשוקי הכספים וההון, שפגעה בהקצאה היעילה של המקורות הפיננסיים בשווקים, ובמקביל מנעו מצבה המדיני של ישראל והחרם הערבי את כניסתם של בנקים זרים לארץ. בעשור האחרון חלו שינויים מבניים בסביבה העסקית שבה פועלת מערכת הבנקאות הישראלית: הממשלה יצאה במידה רבה מהענף (הן במסגרת הליברליזציה והן במסגרת ההפרטה); הייתה הקלה בחרם הערבי, גברה הליברליזציה בשוק מטבע החוץ ובתקופות מסוימות גם הסביבה המדינית הפכה נוחה יותר. כל אלה הביאו לתחרות גוברת בין הבנקים במערכת ובין הבנקים לבין גורמים חיצוניים (שוק המניות, חברות הביטוח ועוד), וכן להתעניינות של בנקים זרים בישראל ולגישה של פירמות מקומיות אל בנקים בחו"ל. לנוכח שינויים אלה, ומשום שענף הבנקאות נתון לפיקוח ממשלתי, עולה השאלה אם מבנה הענף שהתהווה בישראל הוא אופטימלי, או שמא רצוי לנקוט מדיניות שתפעל לשינויו. בענף שבו התפוקה היא שירותים מגוונים, ניתן לצפות להיטרוגניות רבה בין הפירמות בסוגי השירותים ובהיקפיהם. דיון במבנה האופטימלי בענפים כאלה חייב אפוא להתייחס להתפלגות של הפירמות בענף (לפי הגודל ולפי מאפייני השירותים). בחינת ההתפלגות של הפירמות לפי גודל אינה סוגייה חדשה. (1932) Viner היה בין הראשונים שגיבשו את מחשבת הכלכלנים בסוגייה זו; לדעתו ניתן לצפות להתפלגות שבה יהיו כל הפירמות בענף באותו גודל, וזאת בהנחה שלכולן אותה פונקציה קעורה (U-shaped) של הוצאות בטווח הארוך, והן בוחרות לייצר ברמת תפוקה הממזערת את ההוצאות. מתיאוריה זו נגזרה מדיניות שלפיה עידוד התחרות (העדפת פירמות קטנות) עלול לבוא על חשבון היעילות הכלכלית (מיצוי היתרונות-לגודל). כנגד מסקנה זו עומד מיגוון רחב של ממצאים אמפיריים. כך, למשל, התברר כי שינויים בביקוש לתוצרת הענף מביאים להתרחבות ולהתכווצות של פירמות - ולאו דווקא לכניסה וליציאה של פירמות, כפי שעולה מהתיאוריה האמורה. כן התברר, כי בניגוד לצפוי על פי אותה.(1996) Jagtiani, J. and Khanthavit, A. 1
7 תיאוריה, שיעור הצמיחה של הפירמות (לפי המכירות, התעסוקה, או הנכסים) אינו תלוי בגודלן (חוק.(Gibrat בניגוד למסקנת המדיניות העולה מהתיאוריה של,Viner מצאו Simon & Bonini (1958) Simon, (1964) Ijiri & ו- Lucas (1967) כי כל התפלגויות הפירמות לפי גודל, ללא יוצא מהכלל, הן בפוטנציה פתרונות של שיווי משקל תחרותי, שבהם הפירמות מייצרות תפוקות בהוצאה ממוצעת מינימלית. משמע שההתפלגות אינה משפיעה על העלות לחברה, ומסקנת המדיניות מכך היא כי מדיניות המעודדת תחרות ומונעת את קיומן של פירמות גדולות אינה פוגעת ביעילות הכלכלית. (1964) Stigler מדגיש מסקנה זו, אך כלכלנים רבים לא אימצו אותה. אשר לגורמים להתפלגות הפירמות בענף - במאמרים אלה הגורמים להתהוות התפלגות כזאת הם אקסוגניים, ואם כן הדבר השפעתה של המדיניות הכלכלית על ההתפלגות מצומצמת למדי. כך, למשל, הציע (1920) Gibrat מודל משך חיים לפירמות, אשר לפיו הפירמות הולכות וגדלות עד לנקודת שיא, שאחריה הן קטנות ויוצאות מהענף. התפלגות הגילים של הפירמות בכל תקופה היא הקובעת את התפלגותן לפי הגודל, כך שמדיניות הממשלה כמעט אינה משפיעה על הגודל. לעומת זאת, הציע (1978) Lucas מודל, שלפיו הפירמות מתפלגות בהתאם להתפלגות יכולת הניהול של העומדים בראשן: ככל שיכולת המנהל גבוהה יותר, הפירמה המעסיקה אותו גדולה יותר. אצל Lucas מתקבל כי ככל שהמשק מפותח יותר, על פי יחס ההון לעובד - יכולת הניהול גבוהה יותר, הפירמות גדולות יותר, ומשקלן בענף גדול יותר. 2 סוגיית המבנה האופטימלי של ענף הבנקאות נדונה בשתי קבוצות של עבודות. בראשונה - Villamil (1994) Paroush & Ruthenberg,(1992) Krasa & - מוצעת שיטה לקביעת המספר האופטימלי של בנקים דומים בגודלם במערכת התיווך הפיננסי; חסרונה העיקרי של שיטה זו הוא, שנבחנת בה מערכת של בנקים בעלי גודל נתון. בעבודות מן הקבוצה השנייה נבדקים הקשרים בין גודל הבנק לבין חשיפתו לסיכון ובין גודל הבנק לבין היעילות התפעולית והרווחיות שהוא משיג, במערכות בנקאות שונות. קשרים אלה חשובים לניתוח עלות-תועלת של שינויים בהתפלגות הבנקים במונחי הרווחה החברתית. בעבודות מקבוצה זו שנעשו על המערכת הישראלית (למשל, רוטנברג, 1994; אליאס וסמט, 1994; אליאס, מינצר ורוטנברג, 1997), נמצאו יתרונות-לגודל המתמצים בהיקף נכסים מסוים, נמצא קשר חיובי בין נתח השוק של הבנקים ובין פערי הריביות במגזר הלא-צמוד, וכן התקבלו תוצאות העשויות להעיד כי לבנקים הגדולים יתרונות באיסוף המידע על הלקוחות ובעיבודו, לצורך ניהול הסיכונים. גם במערכת האירופית (למשל,Ruthenberg & Elias 1996; ו- Ruthenberg, 1992) נמצאה פונקציית הוצאות ממוצעות עם מבנה קעור,(U-shaped) המעיד על יתרונות 2 ממצא זה עשוי להסביר את מגמת המיזוגים של הפירמות בעולם המערבי (בין השאר במסגרת תהליך הגלובליזציה).
8 סוגיות בבנקאות 15 לגודל. לעומת זאת, מצאו,1993, Boyd & Runkle על פי נתונים של ענף הבנקאות בארה"ב, כי אין עדות לקשר שלילי בין גודלו של בנק לסיכון לפשיטת רגל ולקשר חיובי בין הגודל לבין שיעור הרווחיות על הנכסים. בעבודה הנוכחית אנו משלבים בין הגישות של שתי קבוצות אלה לצורך ניתוח המבנה האופטימלי של מערכת הבנקאות. מפאת המורכבות והמיגוון הרחב של הסוגיות הקשורות בנושא זה, אין אנו דנים כאן לא בשאלות הקשורות ביחסים שבין הפירמה למיגוון התחליפים לבנקים הנותנים שירותים פיננסיים ולא בסוגיות רחבות יותר הקשורות בתפקודו של שוק ההון. לצורך בחינת הסוגייה של התפלגות אופטימלית במערכת הבנקאות הישראלית נגדיר להלן מבנה אופטימלי של המערכת, המתייחס להתפלגות של הבנקים לפי גודלם (היקף נכסיהם ). 3 מפאת מגבלות הנתונים חילקנו את הבנקים לשלוש קבוצות גודל (גדולים, בינוניים וקטנים, לוח נ'- 1 ), וההתפלגות התייחסה לחלקם של הבנקים מכל קבוצה בסך מספר הבנקים במערכת. הבחירה של היקפי הנכסים המגדירים את קבוצות הגודל ומבדילים בין קבוצה לקבוצה היא בחירה שרירותית בעיקרה, שנגזרה במידה רבה מזמינות הנתונים. לכן יש לנקוט משנה זהירות בהסקת מסקנות מממצאי העבודה לגבי בנקים המצויים בתחומים הגבוליים שבין הקבוצות. הגדרת המבנה האופטימלי של מערכת הבנקים לפי הגודל נגזרת להלן מההנחה שתועלת הציבור משירותיהם תלויה בשלושה גורמים: (א) התחרות במערכת הבנקאות; ככל שגדלה התחרות (אם שאר הדברים נשארים קבועים) מצטמצם הפער בין מחיר השירות הבנקאי לבין עלות ייצורו. (ב) יציבות הבנקים; ככל שגדלה היציבות של מערכת הבנקאות מצטמצם היקף המשאבים שהציבור מפנה לשמירה על יציבות זו. (ג) יעילותם באספקת השירותים ; 4 ככל שמערכת הבנקים יעילה יותר באספקת השירותים הפיננסיים, מופנים יותר משאבים לענפים אחרים, ולכן עולה רווחת הציבור. מההיבט התיאורטי נקודות המוצא בעבודה הן הניתוח והשיטה שפותחו בעבודתם של (1994). Paroush & Ruthenberg עבודה זו היא המשך והעשרה של היבטים אלה. ההשפעה של מבנה מערכת הבנקים על התחרות נבדקה באמצעות היחס של המחיר להוצאה השולית באספקת השירותים הפיננסיים בכל קבוצת גודל. ההשפעה על יציבות המערכת נבדקה באמצעות עלות הפיקוח על הבנקים בטיפולו בבנק אופייני בכל קבוצת גודל, וההשפעה על היעילות התפעולית נבדקה ישירות באמצעות ההוצאה התפעולית הממוצעת בבנקים בכל קבוצת גודל. צורה זו של פונקציית רווחת הציבור והאינדיקטורים שנבחרו לבחינתה אינם החלופות היחידות שעמדו בפנינו; היה אפשר 3 כאינדיקטורים לגודלם של הבנקים היה ניתן לבחור משתנים חלופיים הערך המוסף, מיצרף הכולל את היקפי הפיקדונות והאשראי ועוד. מפני המיתאם הגבוה בין האינדיקטורים השונים להתפלגות הבנקים לפי גודל, אין לבחירה באחד מהם השפעה רבה על תוצאות העבודה. 4 סוגיית היעילות התפעולית נבחנה בעבודה זו למרות חילוקי הדעות ביחס להשפעתה על רווחת הציבור, היבט שנדון לעיל.
9 להשתמש באינדיקטורים אחרים, במיוחד לבחינת התחרותיות והיציבות. כך, למשל, היה ניתן לבחון את התחרותיות על פי נתונים על מדד H ביחס לחלקם של הבנקים במערכת (כפי שנעשה במספר עבודות), וכן למדוד את יציבות המערכת על פי נתונים על לקוחות בעייתיים בבנקים ועל איכות תיקי הלווים. הפרק הבא דן במתודולוגיה, ובו ארבעה סעיפים: בראשון מובאות תוצאות ההשפעה של שינוי בהתפלגות על התחרותיות במערכת הבנקאות. בשני מתוארות ההשפעות של שינוי בהתפלגות הבנקים על יציבות המערכת. ניצול של יתרונות-לגודל בקביעת ההתפלגות האופטימלית מובא בסעיף השלישי, ובאחרון משולבות כל התוצאות במסגרת של ניתוח עלות-תועלת לקביעת כיוון השינוי הרצוי בהתפלגות הבנקים. הפרק השלישי של העבודה מוקדש לסיכום ולמסקנות. 2. מתודולוגיה אנו בוחנים את ההשפעה של שינוי בהתפלגות הבנקים (על פי גודל) על רווחת הצרכנים באמצעות ניתוח של עלות-תועלת. רווחת הצרכנים מיוצגת בעבודה על ידי פונקציית רווחה חברתית U, המורכבת משלושה רכיבים: עודף הצרכן מצריכת שירותים פיננסיים, W; יציבותה של מערכת הבנקאות, S; ההוצאה התפעולית הממוצעת על ייצור השירותים הפיננסיים,.AC + + U 1 2 3 (1) = u( W, S, AC) = u W + u S + u AC j = 1 אנו מניחים כי הפונקציה u היא ספרבילית וליניארית בשלושת הרכיבים, וכן, u הנחה המאפשרת לנתח את ההשפעה של j = 1 שהמקדמים מסתכמים לאחת, שינויים במבנה מערכת הבנקאות על כל רכיב בנפרד. הניתוח הוא ברמת הענף, הכולל n בנקים, ולפיכך מערכת הבנקאות תסומן על ידי {n,,1,2} N. = את התפלגות הבנקים לפי גודל נגדיר כדלקמן: יהא ( h =גבוה; δk, k = h,l = L נמוך), היקף הנכסים המפריד בין קבוצות גודל באופן שמתקבלות שלוש קבוצות בנקים: N b = {j N: Aj δ h }, N m = {j N: δ h > Aj > δ L }, N s = {j N: δ L Aj } כאשר Aj הוא היקף נכסי בנק N b j, היא קבוצת הבנקים הגדולים, N m היא קבוצת הבנקים הבינוניים, ו- N s היא קבוצת הבנקים הקטנים. לפיכך, התפלגות הבנקים לפי גודל Γ תוגדר על ידי הפירוק של N לשלוש הקבוצות } s.γ = {N b, N m, N את היקפי הנכסים בחרנו, בדומה לבחירה בעבודתם של אליאס, מינצר ורוטנברג (1997), כ- 1,000 מיליוני ש"ח עבור הפרמטר δ L ו- 20,000 מיליוני ש"ח עבור הפרמטר δ. H לעניין הבחירה של קבוצות הגודל נציין כי למרות ההתפתחויות המשמעותיות שהתחוללו מאז 1985 בסביבה הפיננסית בישראל (שחלקן מפורטות לעיל והן כוללות
10 סוגיות בבנקאות 15 גם שינויים בשיעורי הריבית היחסיים), נמצא כי השינויים בהתפלגות הבנקים לפי גודל התמקדו בתוך קבוצות הגודל שהוגדרו לעיל, ולא ביניהן: בנקים שינו את מקומם בתוך הקבוצה אך לא עברו מקבוצה לקבוצה. על פי שיטה שתפורט להלן כל אחד מרכיבי פונקציית הרווחה החברתית הוא פונקציה של ההתפלגות Γ, כך שהביטוי ב-( 1 ) מוצג על ידי = U(Γ).u(W(Γ),S(Γ),AC(Γ)) הסוגייה הנבחנת בעבודה זו היא אם הרווחה, U, עולה או יורדת כשמשנים מעט את ההתפלגות Γ בסביבת ההתפלגות הקיימת בשנות התשעים במערכת הבנקאות בישראל. התפלגות אופטימלית היא זו הממרבת את הרווחה, אולם היא רק בבחינת הרע במיעוטו best),(second שכן ענף הבנקאות בישראל, כמו במרבית ארצות העולם, נתון לפיקוח, ופעילות הבנקים מוסדרת באמצעות מגבלות שונות. א. עודף הצרכן (הנטל העודף), W תפוקת הבנקים (שירותים פיננסיים) נמדדת בעבודה זו באמצעות הערך המוסף, Q. אנו מניחים כי הביקוש לשירותים הפיננסיים יורד משמאל לימין, וניתן לביטוי ביחידות ערך מוסף (שקלים), אשר לכל אחת מהן מחיר, P, שמשלם הצרכן. בענף שאינו בתחרות משוכללת נפגעת ההקצאה היעילה של המקורות, ופגיעה זו באה לידי ביטוי בהפסד רווחה loss),(deadweight שנסמנו ב- W. הפסד זה ניתן למדידה על ידי משולש,Harberger ופירושו של דבר ש- W= P Q/2, כאשר P הוא הפער בין המחיר בפועל (המונופוליסטי) לבין המחיר של תחרות משוכללת, ו- Q הוא הפער בין הכמות הנמכרת בפועל (הכמות המונופוליסטית) לבין הכמות של תחרות משוכללת. כיוון שלצורך בחינת התחרותיות מתמקדת עבודה זו בעודף הצרכן בלבד, 5 ניתן לבטא את הפסד הרווחה באופן הבא (ראה, למשל,,van Dijks & van Bergeijk 1997): (2) W = ( µ -1)/2µ PQ כאשר µ = P/MC הוא הרנטה (mark-up) שהבנקים גובים מהצרכנים בשל כוחם המונופוליסטי. הפסד הרווחה ב-( 2 ) יבוטא במונחי ערך מוסף. מביטוי (2) עולה, כי כדי לבחון את השפעת השינוי בהתפלגות הבנקים על עודף הצרכן, ניתן להסתפק בהשפעת השינוי על הרנטה, µ. לשם כך נמדדה בעבודה (באופן שיפורט להלן) הרנטה שגובים הבנקים בכל קבוצת גודל. ההנחה היא שבנקים בקבוצות גודל שונות רואים בפניהם גמישויות שונות של ביקוש לשירותים פיננסיים, ואלה מקנות להם כוח מונופוליסטי דיפרנציאלי. אם אמנם מתקבלת רנטה שונה בין הקבוצות 5 העבודה מתעלמת מההשפעה של שינוי המבנה על רווחת בעלי המניות של הבנקים.
11 השונות, ניתן לחשב, באמצעות ביטוי (2), את השפעת השינוי בשוליים של מעבר של בנק מקבוצת גודל אחת לאחרת על רווחת הציבור. לשם אמידת הרנטה נשתמש בשיטה שהציע (1988), Hall אשר מאפשרת לחשב רנטה זו ללא אמידת פונקציית ההוצאות. שיטה זו משמשת לאמידת הרנטה גם בעבודותיהם של (1995), Roeger ו- Norrbin Hall (1993). מתבסס בעבודתו על השארית של,Solow הנגזרת מהקשר שבין צמיחת התוצר לבין מחירי התוצר, היקפי גורמי הייצור, מחיריהם של גורמי הייצור והשינויים הטכנולוגיים. לשם הדגמה נניח טכנולוגיה לייצור תפוקה, Q, באמצעות גורמי הייצור הון, K, עבודה, L וחומרי גלם, M, מהצורה AF(K,L,M) =Q, כאשר A הוא משתנה הטכנולוגיה.(Hicks-neutral) בהנחה של תשואה קבועה לגודל ותחרות משוכללת, מתקבל הקשר הבא: (3) q α l γ m = θ כאשר q = שיעור הצמיחה ביחס התוצר להון, l = שיעור השינוי ביחס עובדים להון, = α שיעור השינוי הטכנולוגי, = θ שיעור השינוי ביחס חומרי הגלם להון, = m חלקם של התשלומים לעובדים מהמכירות = γ,pq חלקם של התשלומים לבעלי חומרי הגלם מתוך המכירות. אם הענף הנבחן אינו בתחרות משוכללת, או שאינו פועל בתשואה קבועה לגודל, המחיר גבוה מההוצאה השולית, והתשלומים לעובדים, לספקי חומרי הגלם ולבעלי ההון הפיסי נמוכים מסך המכירות (יש רווח מעל לנורמלי). במקרה זה ביטוי (3) משתנה ומקבל את הצורה הבאה (משוואה (19) אצל :(Hall (4) q α l γ m = ( µ 1)( α l + γ m) + θ כאשר µ הוא היחס של מחיר התפוקה להוצאה השולית (כפי שמוגדר לעיל). אם התפוקה מחושבת באמצעות הערך המוסף, 6 יש להכניס תיקון בביטוי (4), ומתקבל הקשר המהווה בסיס לניתוח האמפירי שנעשה בעבודה זו: q l = γ l + 1 γ (5) α ( µ 1)( α ) + θ * m כאשר α במקרה זה הוא חלקם של התשלומים לעובדים (שכר ומשכורות) מתוך הערך המוסף, ו-* θ הוא היחס בין θ במשוואה (4) לבין γ-1. מטרתנו היא, כאמור, לאמוד את µ על פי נתוני מערכת הבנקאות ביחס לשאר הביטויים המופיעים במשוואה (5). כיוון שכמויות גורמי הייצור המועסקות בענף 6 על השימוש בערך המוסף בשיטה של Hall נמתחה ביקורת, המוסברת בעבודתו של Waldmann (1991) - אולם, להערכתנו, ביקורת זו רלבנטית פחות לשימוש שנעשה בעבודתנו.
12 סוגיות בבנקאות 15 נקבעות באופן סימולטני עם התפוקה, קיימת במשוואה (5) בעיה של סימולטניות. לכן יש להשתמש במשתנה עזר עבור המחובר הראשון בצד ימין של משוואה (5), ועליו להיות בלתי מתואם עם שיעור השינוי הטכנולוגי, θ, בייצור השירותים הפיננסיים. Hall מציע שלושה משתני עזר חלופיים - הוצאות הממשלה, מחירי הנפט ומשתנה דמה למפלגה שבשלטון. בעבודה זו נעשה שימוש בשלושה משתני עזר: מדד התפוקה התעשייתית,,mpi ריבית הליבור ומשתנה העזר הקלאסי (Barlett ) 7 instrumental-variable המוצע בספרות. (1) תוצאות האמידה וחישוב הנטל העודף לצורך האמידה של משוואה (5) השתמשנו בנתוני הבנקים. (הנתונים ותוצאות הרגרסיות מפורטים בנספח.) הבנקים חולקו, כאמור, לשלוש קבוצות: קבוצת הבנקים הגדולים - חמשת הבנקים שהיקף נכסיהם מעל ל- 20,000 מיליוני ש"ח (במחירי דצמבר 1997); קבוצת הבנקים הבינוניים - עשרת הבנקים שהיקף נכסיהם בין 1,000 מיליוני ש"ח ומתחת ל- 20,000 מיליונים; קבוצת הבנקים הקטנים - שמונת הבנקים שהיקף נכסיהם עד 1,000 מיליוני ש"ח. מדגם הנתונים כלל נתונים רבעוניים של 23 הבנקים בתקופה שבין הרביע הראשון של 1993 לרביע השני של 1996. לוח 1 אומדני היחס מחיר-הוצאה שולית בבנקים הגדולים, הבינוניים והקטנים, 1993 עד 1996 סוג הקבוצה אומדן עבור µ הבנקים הגדולים 4.35 הבנקים הבינוניים 1.82 הבנקים הקטנים 1.44 (0.17) (0.08) (1.68) סטיית התקן 0.153 0.225 0.385 הנטל העודף* 72 90 60 מספר התצפיות * הנטל העודף במונחי ערך מוסף מחושב בהתאם לביטוי (2) לעיל. 7 משתנה עזר זה נבנה כך: מסדרים את המשתנה המסביר לפי סדר עולה או יורד, השליש העליון מקבל במשתנה העזר את הערך 1, השליש התחתון את הערך 1-, והשאר את הערך 0. משתנה זה מתואם עם המשתנה המסביר, ובדרך כלל אינו מתואם עם השגיאה (התכונות הנדרשות ממשתנה עזר).
13 האומדנים ל- µ (משוואה 5) שהתקבלו ברגרסיות בכל קבוצת גודל נמצאו מובהקים ברמת מובהקות של 5%, וכן לא נמצאו רגישים למשתנה העזר שנבחר (מתוך שלוש החלופות). בלוח 1 מובאות התוצאות שהתקבלו. 8 התוצאות שהתקבלו עולות בקנה אחד עם תיאוריות של ענפים לא-תחרותיים, שלפיהן פירמות גדולות, מובילות, הן בעלות כוח מונופוליסטי חזק מזה של פירמות קטנות, מובלות, באותו ענף (שלפעמים הרווח השולי שלהן אפס). נוסיף שעל פי תנאי שיווי משקל בתמחור שאינו תחרותי ניתן לחלץ מהיחס מחיר-הוצאה שולית את גמישות הביקוש (ביחס למחיר) שרואות בפניהן הפירמות בענף. מחישוב זה מתקבל כי גמישות הביקוש לשירותים פיננסיים העומדת בפני הבנקים הגדולים היא 1.3, לעומת גמישויות של 2.2 ו- 3.3 העומדות בפני הבנקים הבינוניים והקטנים, בהתאמה. מתוצאות אלה מתקבלת התוצאה הבאה לגבי ההשפעה החלקית של שינוי בשוליים בהתפלגות הבנקים על רווחת הצרכנים. בהנחה ששינוי בשוליים בהתפלגות הבנקים Γ, אינו משפיע על האומדנים שנמצאו לעיל, מעבר של בנק מקבוצת הבנקים הגדולים לקבוצת הבנקים הבינוניים יביא לגידול הרווחה (במונחי ערך מוסף רבע שנתי) בכ- 0.16 (0.385-0.225, ראה אומדני הנטל העודף בלוח 1), ומעבר של בנק מקבוצת הבנקים הבינוניים לקבוצת הקטנים תביא לעלייה של כ- 0.072 ברווחה (במונחי ערך מוסף רבע שנתי). התרומה של העברת בנק מקבוצת הבנקים הגדולים לבינוניים היא אפוא כפולה מהתרומה של העברת בנק מקבוצת הבנקים הבינוניים לקטנים. תוצאות אמפיריות אלה עולות בקנה אחד עם הקשרים התיאורטיים שנמצאו בעבודה של& Ruthenberg.(1994) Paroush ב. יציבות מערכת הבנקאות, S ההשפעה של שינויים בהתפלגות הבנקים לפי הגודל על רווחת הציבור דרך יציבות מערכת הבנקאות היא מורכבת יותר. מצד אחד, ההסתברות שלפחות בנק אחד יפשוט את הרגל עולה ככל שיש יותר בנקים קטנים Paroush),Ruthenberg & 1994); מהצד האחר - הנזק לרווחה מפשיטת רגל של בנק גדול עולה לאין ערוך על הנזק מפשיטת רגל של בנק קטן. לפיכך בחרנו לנתח את השפעת יציבותה של מערכת הבנקאות בדרך עקיפה: הואיל ויציבות הבנקים תלויה בפעילות הפיקוח על הבנקים, אנו מניחים כי הפיקוח על הבנקים בישראל מקצה את משאביו באופן שתוחלת הנזק הנגרם לרווחת הציבור מנפילת בנק מצטמצמת ומשתווה בין כל הבנקים - גדול כקטן, סיטוני כקמעוני. משמע, שאם מגיע אל הפיקוח מידע אשר לפיו בנק מסוים עלול (בתוחלת) לגרום נזק רב יחסית לרווחת הציבור, הפיקוח מגיב בצורה אפקטיבית ומצמצם תוחלת-נזק זו. בהנחה זו, שינוי 8 לשם השוואה נציין כי Hall קיבל עבור, µ בענפי הפיננסים, הביטוח והנדל"ן בארה"ב, אומדן של.3.30
14 סוגיות בבנקאות 15 בהתפלגות הבנקים משפיע על הקצאת המשאבים בפיקוח על הבנקים, אך אינו משפיע ישירות על רווחת הציבור, שכן לכל הבנקים, גדולים כקטנים, אותה תוחלת נזק. לפיכך העלות לחברה בגין שינוי בהתפלגות הבנקים מקורה בעלות השינוי בהקצאת המשאבים בפיקוח על הבנקים. בצורה מדויקת יותר נציג זאת כך: (6) b m s S( Γ) w t ( Γ) w t ( Γ) w t ( Γ) = + + PQ PQ PQ PQ כאשר w הוא עלות העבודה השבועית בפיקוח על הבנקים, t k הוא שבועות העבודה המוקצים בפיקוח לבנק מקבוצת הגודל k = b) k לבנק גדול, k = m לבנק בינוני, k = s לבנק קטן). הביטויים במשוואה (6) מבוטאים במונחי ערך מוסף. אמידה של משוואה (6) תאפשר להעריך את השפעת השינוי בשוליים של התפלגות הבנקים, דרך יציבותם, על רווחת הציבור. על פי ההנחה בדבר הקצאת המקורות בפיקוח על הבנקים, משאבי הפיקוח ליחידת ערך מוסף המוקצים לבנק, t, k /PQ בקבוצה k, ייקבעו על ידי שלושה גורמים: גודל הבנק, b, k הסיכון שהבנק נחשף לו, z, k ומשתנים ייחודיים לבנק, d. k ניתן אפוא לבטא את t k /PQ כך: (7) t k /PQ = T(b k, z k, d k ) k = b,m,s אנו מניחים כי ( )T בביטוי (7) הוא פונקציה חצי-לוג-לינארית. לגודלו של הבנק שתי השפעות מנוגדות על ההחלטה בדבר הקצאת מקורות הפיקוח: בנק גדול מסוגל לנהל מדיניות סיכונים הולמת יותר מאשר בנק קטן, ולכן ניתן להקצות לו פחות משאבי פיקוח ליחידת ערך מוסף. כנגד זאת, הנזק הנגרם לרווחת הציבור מנפילתו של בנק עולה ככל שהבנק גדול יותר, ולכן יש להקצות לו יותר משאבי פיקוח. להערכתנו, ההשפעה הראשונה היא, בדרך כלל, הדומיננטית כך שההשפעה נטו של גודל הבנק על הקצאת מקורות הפיקוח במונחי ערך מוסף תהיה שלילית. מטבע הדברים, ככל שהסיכון שהבנק חשוף לו גדול יותר, יש להקצות לו יותר משאבי פיקוח. במסגרת המשתנים המיוחדים לבנק הבודד, בחרנו לכלול שני מאפיינים: שייכות או אי-שייכות לקבוצה בנקאית, ושיעור הצמיחה של הבנק אם הוא אינו שייך לקבוצה בנקאית. משתנים אלה יוחסו רק לבנקים בקבוצות הבינוניים והקטנים, שכן הבנקים הגדולים הם הומוגניים ואוניברסליים במידה רבה. השערתנו היא, שהשתייכות לקבוצה מקטינה את הצורך בהקצאת משאבי פיקוח, ובאופן דומה בנק שאינו צומח דורש משאבי פיקוח רבים יותר. ההיזקקות לאמידת משוואה (7) נובעת מאיכות נתוני הקצאת מקורות הפיקוח שעמדה לרשותנו. הנתונים שהשתמשנו בהם הם מספר השבועות בשנה שהוקצה
15 לפיקוח פרטני על הבנק הבודד, על פי תכנית העבודה של יחידות ההערכה המוסדית והביקורת. אלה הם נתוני תכנון, לא נתוני ביצוע, ולכן הם לוקים בבעיות של נתוני תכנון, שמטבעם הם בעלי מיתאם סדרתי גבוה ובקביעתם מעורבים גם שיקולים זרים. לפיכך נדרשנו לאמידת הפונקציה ( )T, המופיעה בביטוי (7), והשתמשנו באומדני המקדמים שהתקבלו ברגרסיה לחישוב המקורות החזויים שיקצה הפיקוח על פי המשוואה values).(forecasted within sample בדרך זו קיבלנו, כי הקצאת משאבים משיקולים אחרים, שאינם מוסברים על ידי שלושת המשתנים המסבירים במשוואה (7), אינה מובאת בחשבון בניתוח הרווחה בסעיף זה. מקורות חזויים אלה שימשו אותנו לניתוח עלות/תועלת בהתאם לביטוי (6). נדגיש כי השתמשנו בנתונים בעלי תדירות שנתית, כך שלרשות הפיקוח על הבנקים עומדת שנה שלמה כדי להגיב על שינויים בסביבה הפיננסית, המשפיעים על פעילות הבנקים, ולהביא להשוואת תוחלת הנזק בין הבנקים השונים. קרוב לוודאי ששינויים כאלה אכן באו לידי ביטוי בנתונים ארוכי טווח אלה. (1) תוצאות האמידה באמידת משוואה (7) השתמשנו, כאמור, בנתונים שנתיים על מספר הסניפים של הבנק כמשתנה גודל, b (כחלופות השתמשנו בהיקף נכסי הבנק, A, ובהיקף האשראי לציבור,,Cr כמשתני גודל.) בנתוני היחס שבין הנכסים המשוקללים בסיכון לבין סך הנכסים בבנק כמשתנה סיכון אשראי (שיעור שקלול ממוצע), z; בנתונים על שיעור הגידול של היקף הנכסים כמשתנה צמיחה של בנקים עצמאיים, ;gai במשתני דמה שציינו על ידי הערכים 0 ו- 1 אם הבנק (הבינוני או הקטן) עצמאי או שייך לקבוצה בנקאית, בהתאמה,.Dni תקופת המדגם, שהוכתבה על ידי זמינות נתוני מקורות הפיקוח, כוללת את שנת 1993 ואת השנים 1995 עד 1998. בלוח 2 מדווחות תוצאות האמידה של המשוואה הבאה: (8) t k = c0 + c1lnb + c2z + c3gai + c 4 Dni PQ
16 סוגיות בבנקאות 15 המשתנים המסבירים לוח 2 תוצאות הרגרסיה של גורמי הקצאת מקורות הפיקוח על הבנקים אומדני המקדמים ערכי t 0.56 3.31 2.57 1.44 2.16 2.82 0.531-0.499* 0.035* -0.071-0.866* 0.342* 0.53 2.27 החותך Lnb Zt-1 Gai Dni AR(1) Adjusted R 2 D.W. * מציין מובהקות ברמה של 5%. תוצאות הרגרסיה הן בהתאם להשערות האפס. להוציא את מקדם צמיחת מאזן הבנק, נמצאו כל המקדמים מובהקים לפחות ברמת מובהקות של 5%. למרות איכותם של הנתונים התקבלה רמת הסבר גבוהה של למעלה מ- 50%. נמצא מיתאם סדרתי שנתי בנתוני מקורות הפיקוח, כפי שבא לידי ביטוי במובהקות המקדם של המשתנה.AR(1) מיתאם זה היה צפוי, משום שנעשה שימוש בנתוני תכנית העבודה ולא בנתוני הביצוע. עם זאת, המיתאם הסדרתי שהתקבל אינו גבוה (מקדם של 0.343 בלבד). ברגרסיות שבהן הוחלף מספר הסניפים בהיקפי הנכסים או בהיקפי האשראי נתקבלו תוצאות דומות. ממשוואה (8) ומאומדני המקדמים על פי תוצאות הרגרסיות חושבו הערכים החזויים של t k /PQ עבור כל בנק ובנק בתקופת המדגם, ומערכים אלה התקבלו הסטטיסטים המסוכמים בלוח 3 להלן. בשלב האחרון בפרק זה הערכנו את ביטוי (6) באמצעות התוצאות המפורטות בלוח 3. בהנחה שגורם הייצור בעבודה הוא היחיד שמשתנה בפעילות הפיקוח על הבנקים, השתמשנו בנתוני העלות במונחי שכר של שבוע עבודה בפיקוח על הבנקים. בחרנו להשתמש בעלות הכוללת המפורסמת לציבור בדוח הממונה על השכר בסקטור הציבורי ביחס לשכרם של בעלי עשר המשרות הבכירות בבנק ישראל. 9 התוצאות מפורטות בשורה האחרונה של לוח. 10 3 9 נתוני השכר מבוטאים במונחי מיליוני ש"ח, בדומה לנתוני הערך המוסף. 10 תוצאות דומות לגבי עלות הפיקוח במונחי שבועות לערך מוסף התקבלו כשמספר הסניפים ברגרסיה הוחלף פעם בסך הנכסים ופעם בסך האשראי לציבור.
17 לוח 3 עלות הפיקוח על הבנקים על פי קבוצות גודל, 1993 עד 1997 (בשבועות לערך מוסף שנתי) סוג הקבוצה בנקים גדולים בנקים בינוניים בנקים קטנים 3.522 3.408 0.0355 0.362 0.417 0.0043 0.109 0.104 0.0011 t k /PQ ערכים בפועל, (ממוצע המדגם) t k /PQ ערכים חזויים, ממוצע המדגם wt k /PQ (ביטוי ((6) על פי ערכים חזויים המקור: נתונים ועיבודים של הפיקוח על הבנקים, בנק ישראל. מתקבל אפוא, כי עלות הפיקוח ליחידת ערך מוסף של בנק בינוני גבוהה פי ארבעה מזו של בנק גדול, וכי זו של בנק קטן גבוהה פי שמונה מזו של בנק בינוני. שינוי בהתפלגות הבנקים שבמסגרתו עובר בנק מקבוצת הגדולים לבינוניים (כששאר הדברים נשארים קבועים) יפעל לירידה בת 0.0032 של רווחת הציבור (במונחי ערך מוסף שנתי). מעבר של בנק מקבוצת הבינוניים לקטנים יפעל לירידה של 0.0312 ברווחה (במונחי ערך מוסף שנתי). ג. ההוצאה הממוצעת (היעילות התפעולית), AC השפעתו של רכיב אחרון זה על רווחת הציבור תחושב באופן ישיר מתוך נתוני הבנקים (1993 עד 1997) על ההוצאה התפעולית הממוצעת בתקופת המדגם במונחי ערך מוסף שנתי. בלוח 4 מוצגים הממוצעים של ההוצאה הממוצעת בשלוש קבוצות הגודל, וכן נתונים על ההוצאות התפעוליות הממוצעות בשני הבנקים היעילים ביותר בכל קבוצת גודל על פי עבודתם של אליאס, מינצר ורוטנברג (1997). ההנחה היא, כי הבנקים היעילים בכל קבוצת גודל נמצאים על המעטפת של פונקציית ההוצאות הממוצעות של הטווח הארוך, ולכן השוואתם תצביע על השינוי בהוצאות הממוצעות הכרוכות ביתרונות/חסרונות לגודל.
18 סוגיות בבנקאות 15 לוח 4 ההוצאות הממוצעות לשקל ערך מוסף בבנקים לפי קבוצות גודל, 1993 עד 1997 (ממוצעי הקבוצות, נתונים שנתיים) הבנקים הבינוניים הבנקים הגדולים קבוצת הגודל ההוצאה הממוצעת לשקל ערך מוסף, AC 0.9021 0.9128 כל הבנקים שני הבנקים 0.8370 0.8750 היעילים ביותר המקור: דיווחי הבנקים ועיבודים של הפיקוח על הבנקים. הבנקים הקטנים 1.9530 1.4300 מנתוני לוח 4 מתקבל כי ההוצאה הממוצעת הנמוכה ביותר מתקבלת כשהיקף סך הנכסים גבוה ממיליארד ש"ח ונמוך מ- 20 מיליארדים. על פי ממצאים אלה, מעבר של בנק מקבוצת הבנקים הגדולים לקבוצת הבינוניים יפעל לעלייה ברווחת הציבור, בצמצמו את ההוצאה הממוצעת בכ- 0.038 במונחי ערך מוסף שנתי (על פי נתוני הבנקים היעילים ביותר). לעומת זאת, מעבר של בנק מקבוצת הבינוניים לקבוצת הקטנים יפעל לירידה ברווחת הציבור, בהעלותו את ההוצאה הממוצעת בכ- 0.593 במונחי ערך מוסף שנתי (על פי נתוני הבנקים היעילים ביותר). ד. ההשפעה הכוללת של שינוי בהתפלגות הבנקים על רווחת הציבור ההשפעה הכוללת של שינוי בהתפלגות הבנקים על רווחת הציבור היא שילוב של שלוש ההשפעות שחושבו לעיל במשוואה (1). נציג זאת כדלקמן: (9) du = u1 dγ dw + u dγ 2 ds + u dγ 3 dac dγ מובן שלצורך הערכה של ההשפעה הכוללת יש לקבוע את ערכי המשקלות,1=j,2 3 u. j, כיוון שערכי המשקלות נקבעים גם משיקולים נורמטיביים, נבחן תחילה את ההשפעה הכוללת בהנחה של משקלות שווים, u, 1 = u 2 = u 3 ולאחר מכן נבדוק עד כמה המסקנות העולות מאומדן ההשפעה הכוללת רגישות לשינויים בערכי משקלות אלה. מקרה א': מעבר של בנק מקבוצת הבנקים הקטנים לקבוצת הבנקים הבינוניים ללא שינוי במאפייני הקבוצות; על פי תוצאות הניתוח לעיל מתקבלת ההשפעה הכוללת:
19 du = 1 4( 3 0.072) + 1 0.0312 3 + 1 (0.593) 3 > 0 ההשפעה על עודף הצרכן מוכפלת בארבע, כי האומדן שהתקבל חושב לערך מוסף רבע שנתי בלבד, בעוד ששאר ההשפעות מחושבות לערך מוסף שנתי. יוצא אפוא, ששינוי בכיוון הנבדק בהתפלגות הבנקים בישראל יפעל לעלייה ברווחת הצרכנים. גם שינוי במשקלות כך שמשקל יציבות מערכת הבנקאות יהיה כפול מהמשקלות של התחרותיות והיעילות התפעולית (קרי:,0.25),0.5 0.25 לא ישנה את המסקנה ששינוי בכיוון האמור ישפר את רווחת הצרכנים במשק הישראלי. מקרה ב': מעבר בנק מקבוצת הבנקים הבינוניים לקבוצת הבנקים הגדולים ללא שינוי במאפייני הקבוצות; על פי תוצאות הניתוח לעיל מתקבלת ההשפעה הכוללת: 1 du = 4( 0.160) + 3 1 0.0032 3 1 + ( 0.038) < 0 3 התוצאה היא, ששינוי בכיוון הנבדק בהתפלגות הבנקים בישראל יפעל לירידה ברווחת הצרכנים. גם שינוי במשקלות, כך שמשקל יציבות מערכת הבנקאות יהיה כפול מהמשקלות של התחרותיות והיעילות התפעולית (0.25,0.25),,0.5 לא ישנה את המסקנה ששינוי בכיוון האמור יפחית את רווחת הצרכנים במשק הישראלי. המסקנה העולה באופן חד-משמעי מהתוצאות שהתקבלו במקרים א' ו-ב' היא, ששינוי בהתפלגות הבנקים בישראל בכיוון של הגדלת משקל הבנקים הבינוניים על חשבון משקלות הבנקים הקטנים והגדולים ייקרב את מערכת הבנקאות אל ההתפלגות האופטימלית זו הממרבת את רווחת הצרכנים. 3. סיכום בחנו את ההשפעה הכוללת של שינוי-בשוליים בהתפלגות הבנקים בישראל על רווחת הציבור. על פי המודל המוצג בעבודה ההשפעה הכוללת אמורה להיות מורכבת מהשפעת השינוי בהתפלגות על עודף הצרכן (תחרותיות), מהשפעתו על עלות הפיקוח (יציבות מערכת הבנקאות) ומהשפעתו על ההוצאה הממוצעת באספקת שירותים פיננסיים (היעילות התפעולית). התוצאה שהתקבלה תואמת את השערות המודל: משיקולים של רווחת הציבור, רצוי להגדיל את משקלה של קבוצת הבנקים הבינוניים על חשבון קבוצות הבנקים הקטנים והגדולים, כך שתיווצר מערכת הומוגנית יותר מבחינת גודל הבנקים. תוצאה זו מתבססת על שני מאפיינים עיקריים של מערכת הבנקאות מידת התחרות המצומצמת יחסית בקבוצת הבנקים הגדולים (בהשוואה לבנקים האחרים) והחשיפה-לסיכון, הגדולה יחסית, של הבנקים הקטנים (בהשוואה לאחרים).
20 סוגיות בבנקאות 15 מספר הסתייגויות קשורות בניתוח שנערך בעבודה: ראשית, האומדנים של ההשפעות השונות כולם בבחינת קירוב ראשון, ולכן תקפותם עומדת רק ביחס לשינויים-בשוליים של ההתפלגות. ברור מאליו ששינוי משמעותי יותר בהתפלגות עשוי להביא לשינויים במחירי השירותים הפיננסיים, במיגוונם ובסיכונים שהבנקים נחשפים אליהם. כן ייתכן כי שינוי ניכר כזה יגרור שינוי בעלויות הפיקוח של הבנק הבודד. השפעות אלה לא הובאו בחשבון בניתוח, ולכן נדרשת זהירות במסקנות. שנית, חלוקת הבנקים לפי קבוצות גודל, שנבחרה כהתפלגות של מצב המוצא, היא שרירותית במידה רבה. חלוקה זו נכפתה במידה רבה בשל מספר התצפיות במדגם, כך שאין למעשה אפשרות להגדיל את מספר קבוצות הבנקים מעבר לשלוש. עם זאת, בדקנו את רגישות המסקנות של העבודה לשינויים במיקום הבנקים הנמצאים בשולי הקבוצות (בין קבוצת הגדולים לבינוניים ובין קבוצת הבינוניים לקטנים), כלומר להכללתם, במצב המוצא, בקבוצה הסמוכה. בבדיקה זו התקבל, שהעברה של בנק הנמצא בשולי קבוצתו לקבוצה הסמוכה לא שינתה את תוצאות העבודה במידה משמעותית. מכאן שמעבודה זו לא ניתן להסיק מסקנות חד-משמעיות לגבי השינוי הרצוי בגודלם של הבנקים הספציפיים הנמצאים בשולי הקבוצות.
21 נספח בלוחות דלהלן מובאים ומוגדרים הנתונים ששימשו ברגרסיות ותוצאות מפורטות יותר של הרגרסיות המדווחות בעבודה. לוח נ'- 1 ערכי t -2.5 2.0 3.0 תוצאות הרגרסיות לגבי קבוצת הבנקים הגדולים - 3 משתני עזר חלופים: Mpi, Libor, Zbig המשתנה התלוי DY המשתנים המסבירים 1-0.076 החותך 1 3.354 DX 1 4.852 DT 0.125 Adjusted R 2 Mpi, DX(-23), DT משתני עזר -2.7 1.8 3.0-2.4 2.7 2.7 1-0.079 2 3.705 1 5.068 0.085 Libor, DX(-23), DT 1-0.070 1 2.154 1 4.065 0.178 Zbig, DT החותך DX DT Adjusted R 2 משתני עזר החותך DX DT Adjusted R 2 משתני עזר 1) מובהק ברמה של 5 אחוזים, 2) מובהק ברמה של 10 אחוזים.
22 סוגיות בבנקאות 15 ערכי t 0.8 10.3-1.9 לוח נ'- 2 תוצאות הרגרסיות עבור קבוצת הבנקים הבינוניים- 3 משתני עזר חלופים: Mpi, Libor, Zmed המשתנה התלוי DY המשתנים המסבירים 0.029 החותך 1 0.816 DX 1-2.596 DT(-23) 0.485 Adjusted R2 Mpi, DX(-92), DT(-23) משתני עזר 0.8 8.2-1.9 1.3 5.9-2.4 0.029 1 0.791 1-2.627 0.487 Libor, DX(-92), DT(-23) 0.042 1 0.652 1-3.033 0.531 Zmed, DT(-23) החותך DX DT(-23) Adjusted R2 משתני עזר החותך DX DT(-23) Adjusted R2 משתני עזר 1) מובהק ברמה של 5 אחוזים.
23 לוח נ'- 3 ערכי t 1.0 2.6-1.5 תוצאות הרגרסיות עבור קבוצת הבנקים הקטנים - 3 משתני עזר חלופיים: Mpi, Libor, Zsmall המשתנה התלוי DY המשתנים המסבירים 0.174 החותך 1 0.441 DX -13.903 DT 0.202 Adjusted R2 Mpi, DX(-92), DT משתני עזר 0.9 2.7-1.5 0.1 0.8 0.4 0.172 1 0.436-13.811 0.206 Libor(-23), DX(-92), DT 0.010 0.144 2.355 0.071 Zsmall, DT החותך DX DT Adjusted R2 משתני עזר החותך DX DT Adjusted R2 משתני עזר 1) מובהק ברמה של 5 אחוזים.
24 סוגיות בבנקאות 15 א. קבוצות הבנקים מהות הנתונים והגדרותיהם ההגדרות "בנק גדול", "בנק בינוני", ו"בנק קטן" הן שרירותיות במידה רבה; בעבודות אחרות שימשו הגדרות אחרות. הבנקים הגדולים: "לאומי", "הפועלים", "דיסקונט", "הבינלאומי", "המזרחי". הבנקים הבינוניים: "איגוד", "אוצר החייל", "אמריקאי ישראלי", "יהב", "כללי", "לפיתוח התעשייה", "מסד", "מרכנתיל- דיסקונט", "ערבי ישראלי", "קונטיננטל". הבנקים הקטנים: "הספנות", "יורו-טרייד", "למסחר", "מרכנתיל" (לפני המיזוג), "עולמי להשקעות", "פועלי אגודת ישראל", "קופת העובד הלאומי נתניה", "אוצר השלטון המקומי". ב. המשתנים ברגרסיה שבה נאמד יחס המחיר להוצאה השולית (משוואה 5) (נתונים רבעוניים ממאזני הבנקים לציבור, 1993/I עד.(II/1996 שיעור השינוי ביחס הערך המוסף להון הפיסי בבנק; = q שיעור השינוי ביחס המועסקים (המשרות) להון הפיסי בבנק; = l שיעור השינוי ביחס חומרי הגלם (materials) להון הפיסי בבנק; מלאי = m הגלם נלקח מנתוני ההוצאות האחרות במחירים קבועים; T = שיעור השינוי בסך המערכת של המכשירים האוטומטיים; = α חלקן של ההוצאות על שכר ונלוות בסך הערך המוסף בבנק; = γ חלקן של ההוצאות האחרות בסך הערך המוסף בבנק; שיעור השינוי במדד הייצור התעשייתי (במונחים שנתיים); = mpi שיעור ריבית הליבור הדולרית; = Libor משתנה עזר instrumental-variable) (Barlett לקבוצת הבנקים ה- k ; פירוט = Z k ראה בהערה 7 בגוף העבודה. בלוחות הרגרסיות להלן מופיעים המשתנים X ו- Y, המוגדרים על פי משוואה (5) כדלקמן: ג. הרגרסיות של משוואה (5) Y = q α l, γ X = α l + m 1 γ אלה נערכו בהתאם לשיטה שיושמה בעבודה, על נתוני כל קבוצת גודל בנפרד. בלוחות נ'- 2 א' עד נ'- 2 ג' מפורטות תוצאות הרגרסיות כפי שנתקבלו בתוכנת.Eviews כל הרגרסיות נאמדו בשיטת ה,2SLS- מפני הסימולטניות והשימוש במשתני עזר.
25 ד. המשתנים ברגרסיה של הקצאת המשאבים בפיקוח על הבנקים (משוואה 8) (נתונים שנתיים ממאזני הבנקים לציבור 1995 1993, עד 1998 ונתוני הפיקוח על הבנקים) מספר השבועות בשנה המוקצים ביחידות הפיקוח על הבנקים (ההערכה = t k מוסדית והביקורת) במסגרת תכנית העבודה לטיפול בבנק הבודד בקבוצה ה- k ; הערך המוסף השנתי של הבנק; = PQ הלוג של מספר הסניפים בבנק; = Lnb הלוג של סך נכסי הבנק; = LnA הלוג של יתרת האשראי לציבור שהעמיד הבנק; = LnCr יחס הנכסים המשוקללים בסיכון לסך הנכסים בבנק בסוף השנה הקודמת; = 1-t Z שיעור הגידול השנתי של סך הנכסים בבנק (בבנקים הבינוניים והקטנים = gai שאינם שייכים לקבוצות הבנקאיות בלבד); משתנה דמה המקבל ערך 1 הבנק עצמאי וערך 0 אחרת; = Dni = השכר השנתי (העלות הכוללת למעביד) למשרה בבנק ישראל ב- 1997, כפי w שמופיע בדוח הממונה על השכר בסקטור הציבורי ביחס ל- 10 המשרות הבכירות בבנק ישראל.
26 סוגיות בבנקאות 15 ביבליוגרפיה אליאס, ר' וצ' סמט (1994), "מבנה מערכת הבנקאות הישראלית, דרגת התחרות בה והשפעתם על המירווח הפיננסי במגזר השקלי הלא-צמוד", סוגיות בבנקאות.48-27,12 אליאס, ר', ר' מינצר וד' רוטנברג, (1997) "יעילותם התפעולית של הבנקים המסחריים בישראל", בנק ישראל, הפיקוח על הבנקים, יחידת המחקר, מאמרים לדיון מס..97.02 רוטנברג, ד' (1994) "מבנה אופטימלי של מערכת הבנקאות הישראלית הלכה ומעשה", סוגיות בבנקאות 80-49. 12, Boyd, J. H. & Runkle, D. E. (1993). Size and Performance of Banking Firms, Journal of Monetary Economics, 31, 47-67. Hall, R. E.. (1988). The Relation Between Price and Marginal Cost in U.S. Industry, Journal of Political Economy, 96, no. 5, 921-947. Ijiri, Y. & Simon, H. A. (1964). Business Firm Growth and Size, The American Economic Review, 54, No. 2, 77-89. Jagtiani, J. and Khanthavit, A. (1996). Scale and Scope Economies at Large Banks: Including Off-Balance Sheet Products and Regulatory Effects (1984-1991), Journal of Banking and Finance, 20(7) (August), 1271-1287. Krasa, S. & Villamil, A. P. (1992). A Theory of Optimal Bank Size, Oxford Economic Papers, 44, 725-749. Lucas, R. E., Jr. (1967). Adjustment Costs and the Theory of Supply, Journal of Political Economy, 75, No. 4, Part 1, 321-334. Lucas, R. E., Jr. (1978). On the Size Distribution of Business Firms, The Bell Journal of Economics, 2, No. 2, 508-523. Norrbin, S. C., (1993). The Relation Between Price and Marginal Cost in U.S. Industry: A Contradiction, Journal of Political Economy, 101, no. 6, 1149-1164. Paroush J. and D. Ruthenberg (1994). The Optimal Structure of a Banking System: The Case of Israel, Banking Review, 4 (June), 1-30. Roeger, W. (1995). Can Imperfect Competition Explain the Difference Between Primal and Dual Productivity Measure? Estimates for
27 U.S. Manufacturing., Journal of Political Economy, 103, no. 2, 316-330. Ruthenberg, D. (1992). Structure Performance and Economies of Scale in Banking, in an Emerging Unified European Market, Bank of Israel, Banking Supervision Department, Research Unit, Working Paper No. 92.01. Ruthenberg, D. & R. Elias, (1996). Cost Economies and Interest Rate Margins in a Unified European Banking Market, Journal of Economics and Business, 48, No. 3, 231-249. Simon, H. A. & Bonini, C. P. (1958). The Size Distribution of Business Firms, The American Economic Review, 48, No. 4, 607-617. Stigler, G. J. (1964). The Case Against Big Business in E. Mansfield, ed., Monopoly Power and Economic Performance, New York: W. W. Norton. van Dijks, M. A. & P. A.G. van Bergeijk, (1997). Resource Misallocation and Mark-up Ratios: an Alternative Estimation Technique for Harberger Triangles, Economics Letters, 54, 165-167. Viner, J. (1932). Cost Curves and Supply Curves, Zeitschrift fur Nationalekonomie, 3, 23-46. Waldmann, R. J. (1991). Implausible Results or Implausible Data? Anomalies in the Construction of Value-Added Data and Implications for Estimates of Price-Cost Markups, Journal of Political Economy, 99, no. 6, 1315-1328.