نقش توسعه خصوصی سازی بر رشد مالی شرکتهای بیمه در ایران
محورهای موضوعی : خطمشی‌گذاری عمومی در مدیریتزین العابدین امینی سابق 1 , زهرا گچ پزیان 2
1 - دانشگاه ازاد اسلامی واحد ساوه
2 - دانشجو
کلید واژه: ساختار سرمایه, خصوصی سازی, ضریب نفوذ بیمه, بازده سرمایه سرمایه گذاری شده,
چکیده مقاله :
زمینه: تحقیق حاضر در زمینه بررسی کاستن نقش دولت در مدیریت و مالکیت شرکت های بیمه و تاثیر آن بر میزان سودآوری و رشد مالی این شرکت ها در ایران است. هدف: هدف بررسی رابطه بین توسعه خصوصی سازی با سودآوری شرکت های بیمه است. روش ها: جامعه آماری این تحقیق شامل شرکتهای بیمه‌ای است که در بین سالهای 1388 تا 1393 تاسیس شده‌اند. برای اندازه گیری متغیر های مستقل از نسبت های: ضریب نفوذ بیمه، بازده سرمایه سرمایه گذاری شده و ساختار سرمایه و برای اندازه گیری سودآوری به عنوان متغیر وابسته از بازده حقوق صاحبان سهام و بازده دارایی استفاده شده. فرضیه ها با استفاده از نرم افزار ایویوز مورد آزمون قرار گرفتند. یافته ها: برای آزمون فرضیات تحقیق مدلی ارائه شده که بر اساس آن نوع و وجود رابطه بین توسعه خصوصی سازی و متغیرهای سودآوری سنجیده میشود. یافته های تحقیق موید آن است که بین توسعه خصوصی سازی و متغیرهای خصوصی سازی بجز ضریب نفوذ بیمه با رشد مالی شرکتهای بیمه رابطه معنادار و مستقیم وجود دارد. نتایج: کاستن نقش دولت در مدیریت و مالکیت، اجرای خصوصی سازی ، تنوع ابزارهای بیمه ای و افزایش فرهنگ بیمه به منظور گسترش فعالیت و سودآوری شرکتهای بیمه.
Bachground: The research aimed to investigate reducing the government's role in the management and ownership of insurance companies and shows the impact of it on the profitability and financial growth of this companies in Iran. Goal: The aim is to evaluate the relationship between development of privatization and profitability of insurance companies. Research Methodology: Statistical population of this research includes insurance companies established in the years between 2009 and 2014. Ratios of insurance penetration rate, returns of invested capital and capital structure have been used to measure the independent variables. Returns of stockholders' equity and returns of assets have been used to measure profitability as the dependent variable. The hypotheses were tested by using Eviews software. research findings: To test the hypotesis we represnted the model that based on it we measured the existence and type of the relationship between development of privatization and profitability variables. The results of research shows that the relationship exictence between privatization and its variables with profitability variables. Conclusion: Decrease the government's role in the management and ownership, implementation of privatization, diversification insurance tools and increased insurance culture in order to expand the activity and profitability of insurance companies.
_||_
نقش توسعه خصوصی سازی بر رشد مالي شركتهاي بيمه در ايران
چکیده:
امروزه بیمه در تسهیل و رونق فعالیت های اقتصادی در جامعه نقش اساسی دارد و در اقتصاد و بازار سرمایه یکی از بخش های پیشرو و مهم است. بنابراین ارتقاء جایگاه صنعت بیمه در اقتصاد ملی ضروری است و با این رویکرد می تواند بعد حمایتی آن را در اقتصاد بهبود بخشد و از دیگر سو منابع بیشتری را برای سرمایه گذاری در این بخش ایجاد کرد. تحقیق حاضر نقش خصوصی سازی بر رشد مالي شركتهاي بيمه در ايران است. هدف بررسی رابطه بین توسعه خصوصی سازی با سودآوری شرکت های بیمه است. جامعه آماری این تحقیق شامل شرکتهای بیمه تاسیس شده در سالهای بین 1388 تا 1393 است. برای اندازه گیری متغیر های مستقل از نسبت های: ضريب نفوذ بيمه، بازده سرمایه سرمایه گذاری شده و ساختار سرمايه (نسبت بدهي و نسبت مالکانه) و برای اندازه گیری سودآوري به عنوان متغیر وابسته از بازده حقوق صاحبان سهام و بازده دارايي استفاده شده. فرضیه ها با استفاده از نرم افزار ایویوز مورد آزمون قرار گرفتند. نتایج تحقیق موید آن است که بين توسعه خصوصي سازي و رشد مالی شركتهاي بيمه رابطه معناداری وجود دارد، در بررسی ها به این نتایج رسیدیم که بين ضريب نفوذ بيمه و رشد مالی شركتهاي بيمه رابطه وجود ندارد، اما بين ساختار سرمايه و بازده سرمایه سرمایه گذاری شده با رشد مالی شركت هاي بيمه رابطه مستقیم وجود دارد.
واژگان کلیدی: خصوصي سازي ، ضريب نفوذ بيمه، بازده سرمایه سرمایه گذاری شده، ساختار سرمايه
1- مقدمه
مطالعات بیانگر آن است که کشورهای دارای سیستم مالی پیشرفته از رشد اقتصادی بلند مدت بهره میبرند، که یکی از عوامل موثر بر رشد بلند مدت اقتصادی بازارهای مالی پیشرفته است. اهمیت رابطه رشد مالی در نتیجه افزایش سهم بخش بیمه در بخش مالی در ا غلب کشورهای توسعه یافته و در حال توسعه رو به افزایش است. تقویت پیوند بین بیمه و سایر بخش های مالی نیز بر نقش احتمالی شرکت های بیمه در رشد اقتصادی تأکید می کند(جهانگرد،1390). صنعت بیمه به عنوان یکی از زیرمجموعه‌های صنایع مالی، نقش پشتیبانی از عملیات و امور بخش حقیقی اقتصاد، شامل مردم و کسب و کارشان، شرکتهای خصوصی، پروژه‌های بزرگ ملی و حتی دولت‌ها را بر عهده دارد. از موارد موثر بر رشد مالی و افزایش سهم بیمه در کشور سیاستهای اقتصادی دولت است، هدف تحقیق حاضر بررسی وجود رابطه بین توسعه بخش خصوصی به عنوان مهمترین اولویت سیاستهای اقتصادی بر رشد مالی شرکتهای بیمه است. در اقتصادهایی که نقش دولت در آن پررنگ تر است انتظار نمی رود صنعت بیمه چندان گستردگی داشته باشد؛ بنابراین می توان اولین چالش در راستای توسعه صنعت بیمه در کنار دیگر چالش ها را سهم بالای دخالت دولت در اقتصاد دانست. دولتی بودن شرکت های بیمه و نبود شرایط کافی برای رقابت از ضعف های صنعت بیمه به شمار می رود. با توجه به این که رشد صنعت بیمه در هر کشور بیانگر توسعه یافتگی آن کشور و افزایش پس اندازهای ملی (ناشی از حق بیمه های دریافتی) است، لذا افزایش رقابت که در نتیجه خصوصی سازی صنعت بیمه ایجاد می شود، می تواند به تنوع و توسعه خدمات و فعالیت های بیمه ای، افزایش شاخص های کارآیی صنعت بیمه، تعدیل مقررات مانع خصوصی سازی، افزایش تخصیص و بهره وری نیروی کار و شفافیت اطلاعات و غیره منجر شود(میلادی لاری، 1383). بیمه ها همانند بانک ها و بازارهای سرمایه نیازهای واحدهای شغلی و خانوارها را در واسطه های مالی تأمین می کنند. شرکت هاي بيمه از نهادهاي مهم در بازار سرمايه اند که از طريق پذيرش ريسک هاي متنوع و همچنين تجهيز و تقويت منابع مالي براي سرمايه گذاري در بازار پول و سرمايه، نقش موثري در توسعه اقتصادي کشور دارند(حسن زاده و همکاران،1389)، هر چند که اهمیت واسطه گری های مالی رو به رشد است، اما به ندرت نقش شرکت های بیمه و جهت گیری متقابل و دوسویه رشد تولید ناخالص داخلی با رشد صنعت بیمه، بررسی شده است، تجزیه وتحلیل رابطه تأمین مالی و رشد که پیش از این محدود به بانکداری و بازارهای سرمایه می شد، نشان می دهد که گسترش و توسعة این رابطه، سبب بهبود در رشد صنعت بیمه می گردد و در انتها، اینکه همانند بانکداری، تأثیر بیمه به سطح توسعة اقتصادی کشورها بستگی دارد(آل احمدی،1391). عوامل موثر بر رشد و توسعه بخش های بازاربیمه، همواره مدنظر برنامه ریزان اقتصادی در جامعه قرار داشته است. نرخ ضریب نفوذ بیمه از مهم ترین شاخص هایی است که براي ارزیابی عملکرد صنعت بیمه یک کشور استفاده می شود. این ضریب همچنین معیاري براي مقایسه عملکرد صنعت بیمه در بین کشورهاي مختلف است. از اصلی ترین شاخص هاي عملکرد صنعت بیمه در مقایسه با اقتصاد ملی، ضریب نفوذ بیمه است. این شاخص به نوعی می تواند نشانگر سهم مستقیم فعالیت صنعت بیمه از تولید ناخالص ملی کشور باشد(کسفسکی1 ،2012). عامل بهره وري با شاخص افزایش بازده سرمایه سرمایه گذاری شده ، یک تخمین زننده ي مثبت بازدهی سهام می باشد، استراتژي انتخاب شرکت هاي بهره ورتر باعث افزایش بازدهی در هر یک از استراتژي هاي پورتفوهاي ارزشی و رشدي شده و منشاء کسب بازده اضافه است(براون و روی2، 2007)، لذا مناسب است سرمایه گذاران در هر نوع سرمایه گذاري ارزشی یا رشدي وزن بیشتري را براي شرکتهایی که بازده سرمایه سرمایه گذاری شده بیشتري دارند قائل شوند تا بازدهی بیشتري کسب کنند(پیرجتا و پوتنن3،2007). در تحقیقات صورت گرفته توسط اربابیان و گرایلی(1388)، نتایج حاکی از وجود ارتباط بین ساختار سرمایه و رشد شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق یهادار تهران است، لذا یک مدیر مالی خوب باید به نحوی تامین مالی کند که هم ارزش شركت حداكثر شود و هم از پيامدهاي نامطلوب ريسك مالي به واسطه استفاده از بدهي، جلوگيري شود.
2- روش شناسی تحقیق
جامعه آماري تحقيق حاضر شامل كليه شركتهاي بيمه در ايران است. تا اسفند ماه سال 1393، بیست و نه (29) شركت بيمه به ثبت رسيده اند كه سهم شركتهاي بيمه دولتي يك شركت (شركت بيمه ايران) و شركتهاي بيمه خصوصي 28 شركت است. روش نمونه گیری در تحقیق حاضر روش غیر تصادفی است، یعنی هفده شرکت بیمه ای که داده های آنها از سال 1388 تا 1393 دردسترس بودند انتخاب شدند. روش گردآوری اطلاعات در این تحقیق به دو صورت کتابخانه ای و اسنادی است و به منظور جمع آوری اطلاعات از این منابع استفاده شده: کتب، مقالات و منابع لاتین، مراجعه به مراجع، کتابخانه ها، اینترنت و نشریات داخلی و خارجی، مدارك و اسناد موجود در پرتال و كتابخانه بيمه مركزي، سايت پژوهشكده بيمه، سايت وزارت امور اقتصاد و دارايي و نرم افزار ره آورد نوین. تحلیل فرضیات تحقیق از طریق نرم افزار ایویوز انجام شده است. پس از ورود داده ها به نرم افزار ایویوز ابتدا به بررسی مانایی متغیرهای تحقیق میپردازیم، تا از خروجی داده های بدست آمده از آماره F، t و کای اسکوآر اطمینان حاصل و همچنین از ایجاد رگرسیون کاذب جلوگیری نماییم، آزمونهای مورد استفاده در تحقیق به منظور بررسی مانایی متغییرهای پژوهش با توجه به پنل بودن داده‌ها عبارتند از: آزمون ایم، پسران و شین، لوین،لین چاو، دیکی فولر تعمیم یافته و فیلیپس پرون با دو مرحله تفاضل گیری و بررسی در سطح 1% ، سپس برای برآورد مدل رگرسیون با توجه به این امر که داده های تحقیق از نوع پنل هستند از دو آزمون چاو (بررسی اثر ثابت و یا پول) و هاسمن(انتخاب مدل ارجح بین اثر ثابت و تصادفی) استفاده میکنیم، و در نهایت به آزمون مدل فرضیات تحقیق میپردازیم، و مشخص میکنیم که آیا بین متغییرهای تحقیق ارتباط وجود دارد یا خیر، و در این مرحله نیز به محاسبه مقادیر آزمون دوربین واتسون(بررسی وجود همبستگی و یا عدم همبستگی بین متغیرهای مستقل) و ضریب تعیین(میزان تاثیر تغیرات متغیرهای مستقل بر تغیرات متغیر وابسته) میپردازیم.(علی سوری، 1394)
3- یافته های تحقیق
3-1- نتایج آزمون مانایی
جدول 3-1) نتايج آزمون ريشه واحد متغيّر های تحقیق
متغیر | لوين لين چاو | ایم، پسران و شین | فیشر ADF | فیشر PP | ||||
ضریب نفوذ | -8.03982 | 0.0000 | -0.83342 | 0.2023 | 45.7726 | 0.0856 | 62.0503 | 0.0023 |
بازده دارایی | -3.72754 | 0.0001 | -1.89011 | 0.0294 | 61.8271 | 0.0024 | 82.8208 | 0.0000 |
بازده ح.ص.س | -45.047 | 0.0000 | -6.84586 | 0.0000 | 64.7528 | 0.0011 | 79.0816 | 0.0000 |
نسبت مالکانه | -2.08007 | 0.0188 | 0.50710 | 0.6940 | 31.9018 | 0.5708 | 33.0981 | 0.5117 |
بازده سرمایه | -12.7745 | 0.0000 | -5.94651 | 0.0000 | 98.4928 | 0.0000 | 133.013 | 0.0000 |
نسبت بدهی | -2.47977 | 0.0066 | 0.23175 | 0.5916 | 34.2516 | 0.4557 | 35.9421 | 0.3776 |
خلاصه آزمون ریشه واحد در جدول (3-1) ارائه شده اند. نتايج و بررسي مقادير آماره هاي محاسبه شده و احتمال پذيرش آنها نشان مي دهد که متغيّر های بازده حقوق صاحبان سهام و بازده سرمایه سرمایه گذاری شده در سطح مانا می باشند. اما متغیرهای ضریب نفوذ، بازده دارایی، نسبت بدهی و نسبت مالکانه تحقیق در سطح مانا نبوده بنابر این بار دیگر از تفاضل مرتبه اول برای بر رسی مانایی استفاده می کنیم:
جدول 3-2) نتايج آزمون ريشه واحد تفاضل مرتبه اول
متغیر | لوين لين چو | ایم، پسران و شین | فیشر ADF | فیشر PP | ||||
D(ضریب نفوذ) | -8.22547 | 0.0000 | -2.44916 | 0.0072 | 45.9665 | 0.0524 | 57.1428 | 0.0041 |
D(بازده دارایی) | -16.7058 | 0.0000 | -6.78119 | 0.0000 | 87.0973 | 0.0000 | 121.645 | 0.0000 |
D(نسبت مالکانه) | -649.241 | 0.0000 | -90.6964 | 0.0000 | 67.7649 | 0.0005 | 76.2079 | 0.0000 |
D(نسبت بدهی) | -14.1969 | 0.0000 | -4.62852 | 0.0000 | 67.0899 | 0.0006 | 72.7033 | 0.0001 |
در جدول (3-2) مشاهده می شود که پس از تفاضل گیری متغیرهای بازده دارایی، نسبت مالکانه و نسبت بدهی ماناشده اند. اما متغیر ضریب نفوذ همچنان نامانا می باشد، بنابراین بار دیگر از این متغیر تفاضل می گیریم:
جدول 3-3) نتايج آزمون ريشه واحد تفاضل مرتبه دوم
متغیر | لوين لين چو | فیشر ADF | فیشر PP | |||
D(ضریب نفوذ,2) | -15.2872 | 0.0000 | 58.7949 | 0.0052 | 66.8076 | 0.0007 |
مشاهده می شود که در جدول (3-3) ضریب نفوذ پس از دو بار تفاضل گیری مانا شده است.
- نماد فرضیات مورد استفاده: به منظور استفاده راخت تر از فرضیه های تحقیق، هر فرضیه شماره گذاری شده و در جدول (3-4) نمایش داده شده است.
جدول 3-4) نماد فرضیات
فرضیات | نماد | |
فرضیه اول | 1-1: ارتباط بین خصوصی سازی و بازده دارایی | 1-2: ارتباط بین خصوصی سازی و بازده ح.ص.س |
فرضیه دوم | 2-1: ارتباط بین ضریب نفوذ بیمه و بازده دارایی | 2-2: ارتباط بین ضریب نفوذ بیمه و بازده ح.ص.س |
فرضیه سوم | 3-1: ارتباط بین نسبت مالکانه و بازده دارایی | 3-2: ارتباط بین نسبت بدهی و بازده ح.ص.س |
3-3: ارتباط بین نسبت مالکانه و بازده دارایی | 3-4: ارتباط بین نسبت بدهی و بازده ح.ص.س | |
فرضیه چهارم | 4-1: ارتباط بین بازده سرمایه سرمایه گذاری شده و بازده دارایی | 4-2: ارتباط بین بازده سرمایه سرمایه گذاری شده و بازده ح.ص.س |
3-2- نتایج آزمون چاو و هاسمن
به منظور آزمون فرضیه پژوهش، ابتدا مدل اثرات ثابت زمانی تخمین زده شده و سپس بررسی تفاوت معناداری از آزمون تغییرات ساختاری استفاده خواهد شد. این آزمون برای بررسی وجود اثرات ثابت به صورت زیر فرضیه سازی می شود:
مدل pool عدم وجود اثرات ثابت :H0
مدل اثرات ثابت وجود اثرات ثابت :H1
جدول 3-5) نتایج آزمون چاو فرضیه های تحقیق
|
| آماره | d.f. | سطح معناداری |
فرضیه 1-1 | Period F | 2.505964 | (16.81) | 0.0037 |
کای اسکوار | 41.017236 | 16 | 0.0006 | |
فرضیه 1-2 | Period F | 8.886406 | (16,81) | 0.0001 |
کای اسکوار | 103.381145 | 16 | 0.0001 | |
فرضیه 2-1 | Period F | 2.183944 | (16,84) | 0.0115 |
کای اسکوار | 35.478509 | 16 | 0.0034 | |
فرضیه 2-2 | Period F | 5.091681 | (16,84) | 0.0001 |
کای اسکوار | 69.151339 | 16 | 0.0001 | |
فرضیه 3-1 | Period F | 0.951817 | (16,84) | 0.5154 |
کای اسکوار | 16.994654 | 16 | 0.3859 | |
فرضیه 3-2 | Period F | 5.741499 | (16,84) | 0.0001 |
کای اسکوار | 75.367192 | 16 | 0.0001 | |
فرضیه 3-3 | Period F | 5.648272 | (16,84) | 0.0001 |
کای اسکوار | 74.498366 | 16 | 0.0001 | |
فرضیه 3-4 | Period F | 9.090269 | (16,84) | 0.0001 |
کای اسکوار | 102.494036 | 16 | 0.0001 | |
فرضیه 4-1 | Period F | 3.585154 | (16,84) | 0.0001 |
کای اسکوار | 53.092071 | 16 | 0.0001 | |
فرضیه 4-2 | Period F | 8.162685 | (16,84) | 0.0001 |
کای اسکوار | 95.673228 | 16 | 0.0001 |
با توجه به سطح معنی داری بدست آمده در جدول (3-5) فرضیه ی صفر مبنی بر، برابری عرض از مبدأها برای تمامی فرضیات رد می شود (به غیر از فرضیه 3-1) بنابراین، در این مرحله مدل اثرات ثابت به عنوان مدل ارجح جهت بررسی فرضیات انتخاب می گردد. جهت بررسی فرضیه 3-1 مدل pool به عنوان مدل ارجح انتخاب می گردد. برای فرضیه هایی که سطح معناداری آنها کوچکتر از پنج صدم می باشد به مرحله بعد برویم تا مدل مناسب را برگزینیم.
مرحله دوم: همان طوری که ملاحظه می گردد، نتایج آزمون چاو برای همه فرضیه ها بجز فرضیه 3-1 حاکی از انتخاب مدل اثرات ثابت می باشد. حال می بایست مدل اثرات ثابت در مقابل مدل اثرات تصادفی آزمون گردد. برای این کار از آزمون هاسمن استفاده می شود. برای انجام آزمون هاسمن، ابتدا می بایست مدل تصادفی- زمانی را برآورد کنیم آزمون هاسمن برای بررسی وجود اثرات تصادفی به شکل زیر تنظیم می شود:
مدل اثرات تصادفی بین اثرات فردی و متغیرهای توضیحی همبستگی وجود ندارد :H0
مدل اثرات ثابت بین اثرات فردی و متغیرهای توضیحی همبستگی وجود دارد :H1
جدول3-6) نتایج آزمون هاسمن فرضیه های تحقیق
|
| آماره کای اسکوار | Chi-Sq. d.f. | سطح معناداری |
فرضیه اول | 1-1 | 3.399891 | 4 | 0.4933 |
1-2 | 1.909047 | 4 | 0.7525 | |
فرضیه دوم | 2-1 | 0.323993 | 1 | 0.5692 |
2-2 | 0.021811 | 1 | 0.8826 | |
فرضیه سوم
| 3-1 | 51.109947 | 1 | 1.000 |
3-2 | 26.935877 | 1 | 0.0001 | |
3-3 | 0.267789 | 1 | 0.6048 | |
3-4 | 3.944308 | 1 | 0.047 | |
فرضیه چهارم | 4-1 | 0.012518 | 1 | 0.9109 |
4-2 | 0.027422 | 1 | 0.8685 |
همانطور که مشاهده می کنید با توجه به نتایج جدول (3-6)، سطح معناداری آزمون هاسمن برای فرضیه3-2 و3-4 کوچکتر از پنج صدم می باشد، بنابراین جهت بررسی این فرضیات از آزمون اثرات ثابت استفاده می شود. اما سطح معنا داری آزمون هاسمن برای دیگر فرضیات بالاتر از پنج صدم می باشد که نشان از تایید فرضیه ی صفر تایید می باشد. از اینرو برای برآورد مدل این فرضیات از روش اثرات تصادفی استفاده شود.
3-3- آزمون مدل فرضیات
آزمون فرضیه اصلی، با توجه به آنکه نتایجی همانند آزمون فرضیه خصوصی سازی دارد، لذا نتایج آزمون این دو فرضیه را با هم بررسی می نماییم :
فرضیه اول: 1-1- بین ساختار سرمایه، بازده سرمایه سرمایه گذاری شده و ضریب نفوذ با بازده دارایی شركتهاي بيمه رابطه وجود دارد.
متغیر | ضریب | انحراف معیار | آماره-t | سطح معناداری |
ضریب نفوذ | -0.092729 | 0.121437 | -0.763591 | 0.4470 |
نسبت مالکانه | 0.293698 | 0.036276 | 8.096251 | 0.0000 |
بازده سرمایه | 0.003409 | 0.000655 | 5.204725 | 0.0000 |
نسبت بدهی | 0.191773 | 0.028469 | 6.736252 | 0.0000 |
C | -0.178143 | 0.028832 | -6.178672 | 0.0000 |
آماره F 109.149 | ضریب تعیین 0.818 | |||
احتمال آماره F 0.000 | آماره دوربین-وانسون 1.94 | |||
باتوجه به سطح معناداری مدل فرضیه1-1 و مقدار احتمال آماره F که مقدار آن کوچکتر از پنج صدم می باشد و در جدول (3-7 ) نمایش داده شده، در نتیجه مدل معنادار می باشد.
فرضیه اول: 1-2- بین ساختار سرمایه، بازده سرمایه سرمایه گذاری شده و ضریب نفوذ با بازده حقوق صاحبان سهام شركتهاي بيمه رابطه وجود دارد.
جدول 3-8) آزمون مدل فرضیه 1-2
متغیر | ضریب | انحراف معیار | آماره-t | سطح معناداری |
ضریب نفوذ | 2288163. | 643531.5 | 3.555634 | 0.0006 |
نسبت مالکانه | 598512.6 | 134686.5 | 4.443747 | 0.0000 |
بازده سرمایه | 6093.268 | 2434.048 | 2.503348 | 0.0140 |
نسبت بدهی | 502007.2 | 105383.2 | 4.763638 | 0.0000 |
C | -480321.6 | 111449.0 | -4.309790 | 0.0000 |
آماره F 36.925 | ضریب تعیین 0.60360 | |||
احتمال آماره F 0.000 | آماره دوربین-وانسون 1.564 | |||
باتوجه به سطح معناداری مدل فرضیه1-2 و مقدار احتمال آماره F که کوچکتر از پنج صدم می باشد و در جدول (3-8 ) نمایش داده شده ، بین متغیر های توضیحی و متغیر وابسته رابطه خطی معناداری وجود دارد، بنابر این مدل معنادار می باشد.
فرضیه دوم: 2-1- بین ضريب نفوذ بيمه و بازده دارایی شركتهاي بيمه رابطه وجود دارد.
جدول 3-9) آزمون مدل فرضیه 2-1
متغیر | ضریب | انحراف معیار | آماره-t | سطح معناداری |
ضریب نفوذ | -0.482699 | 0.246471 | -1.958443 | 0.0530 |
C | 0.072898 | 0.015478 | 4.709885 | 0.0000 |
آماره F 3.861 | ضریب تعیین 0.0371 | |||
احتمال آماره F 0.0521 | آماره دوربین-وانسون 20239 | |||
باتوجه به سطح معناداری مدل و مقدار احتمال آماره F که بزگتر از پنج صدم می باشد و در جدول (3-9 ) نمایش داده شده ، بین متغیر توضیحی و متغیر وابسته رابطه خطی معناداری وجود ندارد، بنابر این مدل معنادار نمی باشد.
فرضیه دوم: 2-2- بین ضریب نفوذ بیمه و بازده حقوق صاحبان سهام شركتهاي بيمه رابطه وجود دارد.
جدول 3-10) آزمون مدل فرضیه 2-2
متغیر | ضریب | انحراف معیار | آماره-t | سطح معناداری |
ضریب نفوذ | 1312826. | 824604.4 | 1.592067 | 0.1145 |
C | 118382.5 | 55029.71 | 2.151246 | 0.0339 |
آماره F 2.559 | ضریب تعیین 0.0249 | |||
احتمال آماره F 0.112 | آماره دوربین-وانسون 1.1012 | |||
باتوجه به سطح معناداری مدل فرضیه 2-2 و مقدار احتمال آماره F که مقدار آن بزرگتر از پنج صدم می باشد و در جدول (3-10 ) نمایش داده شده ، با اطمینان 95 درصد می توان گفت که بین ضریب نفوذ و بازده حقوق صاحبان سهام شركتهاي بيمه رابطه معنادار وجود ندارد.
فرضیه سوم: 3-1- بین نسبت مالکانه و بازده دارایی شركتهاي بيمه رابطه وجود دارد.
جدول 3-11) آزمون مدل pool برای فرضیه 3-1
متغیر | ضریب | انحراف معیار | آماره-t | سطح معناداری |
نسبت مالکانه | 0.227437 | 0.032153 | 7.073648 | 0.0000 |
C | -0.011184 | 0.011046 | -1.012555 | 0.3137 |
آماره F 0.0365 | ضریب تعیین 0.3334 | |||
احتمال آماره F 0.0000 | آماره دوربین-وانسون 2.3856 | |||
باتوجه به سطح معناداری مدل فرضیه 3-1 و مقدار احتمال آماره F که مقدار آن کوچکتر از پنج صدم می باشد و در جدول (3-11 ) نمایش داده شده ، با اطمینان 95 درصد می توان گفت که بین نسبت مالکانه و بازده دارایی شركتهاي بيمه رابطه وجود دارد.
فرضیه سوم: 3-2- بین نسبت بدهی و بازده دارایی شركتهاي بيمه رابطه وجود دارد.
جدول 3-12) آزمون مدل فرضیه 3-2
متغیر | ضریب | انحراف معیار | آماره-t | سطح معناداری |
نسبت بدهی | 0.213319 | 0.034449 | 6.192408 | 0.0000 |
C | -0.105772 | 0.026101 | -4.052442 | 0.0001 |
آماره F 150.452 | ضریب تعیین 0.531 | |||
احتمال آماره F 0.0000 | آماره دوربین-وانسون 1.9939 | |||
باتوجه به سطح معناداری مدل فرضیه 3-2 و مقدار احتمال آماره F که مقدار آن کوچکتر از پنج صدم می باشد و در جدول (3-12) نمایش داده شده ، بین متغیر توضیحی و متغیر وابسته رابطه خطی معناداری وجود دارد، بنابر این مدل نیز معنادار می باشد.
فرضیه سوم: 3-3- بین نسبت مالکانه و بازده حقوق صاحبان سهام شركتهاي بيمه رابطه وجود دارد.
جدول 3-13) آزمون مدل فرضیه 3-3
متغیر | ضریب | انحراف معیار | آماره-t | سطح معناداری |
نسبت مالکانه | 343335.8 | 126074.8 | 2.723271 | 0.0076 |
C | 82089.14 | 54307.56 | 1.511560 | 0.1338 |
آماره F 7.470 | ضریب تعیین 0.069 | |||
احتمال آماره F 0.0074 | آماره دوربین-وانسون 1.687 | |||
باتوجه به سطح معناداری مدل فرضیه 3-3 و مقدار احتمال آماره F که مقدار آن کوچکتر از پنج صدم می باشد و در جدول (3-13 ) نمایش داده شده ، با اطمینان 95 درصد مدل معنادار، و بین متغیر توضیحی و وابسته رابطه وجود دارد.
فرضیه سوم: 3-4- بین نسبت بدهی و بازده حقوق صاحبان سهام شركتهاي بيمه رابطه وجود دارد.
جدول 3-14) آزمون مدل فرضیه 3-4
متغیر | ضریب | انحراف معیار | آماره-t | سطح معناداری |
نسبت بدهی | 510104.2 | 84582.74 | 6.030831 | 0.0000 |
C | -199335.8 | 64086.39 | -3.110423 | 0.0026 |
آماره F 9.549 | ضریب تعیین 0.659 | |||
احتمال آماره F 0.0000 | آماره دوربین-وانسون 1.708 | |||
باتوجه به سطح معناداری مدل فرضیه 3-4 و مقدار احتمال آماره F که مقدار آن کوچکتر از پنج صدم می باشد و در جدول (3-14 ) نمایش داده شده ، بین متغیر توضیحی و متغیر وابسته رابطه خطی معناداری وجود دارد، بنابر این مدل معنادار می باشد.
فرضیه چهارم:4-1- بین بازده سرمایه سرمایه گذاری شده و بازده دارایی شركتهاي بيمه رابطه وجود دارد.
جدول 3-15) آزمون مدل فرضیه 4-1
متغیر | ضریب | انحراف معیار | آماره-t | سطح معناداری |
بازده سرمایه سرمایه گذاری شده | 0.007534 | 0.000505 | 14.91091 | 0.0000 |
C | 0.026130 | 0.007900 | 3.307506 | 0.0013 |
آماره F 224.552 | ضریب تعیین 0.6918 | |||
احتمال آماره F 0.0000 | آماره دوربین-وانسون 1.982 | |||
باتوجه به سطح معناداری مدل فرضیه 4-1 و مقدار احتمال آماره F که مقدار آن کوچکتر از پنج صدم می باشد و در جدول (3-15 ) نمایش داده شده ، با اطمینان 95 درصد می توان گفت که بین بازده سرمایه سرمایه گذاری شده و بازده دارایی شركتهاي بيمه رابطه معناداری وجود دارد.
فرضیه چهارم: 4-2- بین بازده سرمایه سرمایه گذاری شده و بازده حقوق صاحبان سهام شركتهاي بيمه رابطه وجود دارد.
جدول 3-16) آزمون مدل فرضیه 4-2
متغیر | ضریب | انحراف معیار | آماره-t | سطح معناداری |
بازده سرمايه سرمایه گذاری شده | 15017.30 | 1703.569 | 8.815200 | 0.0000 |
C | 126159.3 | 38625.99 | 3.266176 | 0.0015 |
آماره F 78.47 | ضریب تعیین 0.4396 | |||
احتمال آماره F 0.0000 | آماره دوربین-وانسون 1.605 | |||
باتوجه به سطح معناداری مدل فرضیه 4-2 و مقدار احتمال آماره F که مقدار آن کوچکتر از پنج صدم می باشد و در جدول (3-16 ) نمایش داده شده ، بین متغیر توضیحی و متغیر وابسته رابطه خطی معناداری وجود دارد، بنابر این مدل معنادار می باشد.
4- بحث و نتیجه‌گیری
صنعت بیمه در اقتصاد کنونی جهان یکی از بخش های پیشرو در بازار سرمایه است .بیمه به عنوان یکی از ابزارهای کارای مدیریت ریسک و تأمین امنیت و آرامش خاطر از یک سو سبب گسترش رفاه اجتماعی گردیده و از سوی دیگر باعث رشد سرمایه گذاری شده و در پی آن، تولید با سرعت بیشتری رشد نموده و اقتصاد رونق می گیرد. در جهان امروز رشد وتوسعه اقتصادی هر کشوری جایگاه بین المللی آن را رقم می زند، بنابراین کشورها برای آنکه بتوانند در عرصه بین المللی جایگاهی داشته باشند درصدد بر می آیند شاخصهای توسعه یافتگی خود را بهبود بخشیده و از این طریق موجب تقویت اقتصاد و ایفاء نقش تأثیرگذاری در صحنه جهانی شوند. صنعت بیمه به عنوان یکی از شاخص های توسعه یافتگی از یک سو به عنوان یکی از عمده ترین نهادهای اقتصادی مطرح بوده و از سوی دیگر فعالیت سایر نهادها را پشتیبانی می نماید. باتوجه به سطح معناداری مدل فرضیات تحقیق مشاهده میشود بین توسعه خصوصی سازی و رشد مالی شركتهاي بيمه رابطه معنادار وجود دارد، آماره دوربین واتسون نشان دهنده عدم همبستگی بین متغییرهای مستقل و آماره ضریب تعیین مشخص مینماید چه میزان از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل پوشش داده شده است، نتایج حاصل شده با دستاورد های برخی دیگر از پژوهشها همراستا است، مانند پژوهش میلادی لاری(1383) که نشان داد اجرای خصوصی سازی منجر به رشد صنعت بیمه میشود. با بررسی نتایج بدست آمده با اطمینان می توان گفت که بین ضريب نفوذ بيمه با رشد مالی شركتهاي بيمه رابطه معنادار وجود ندارد، آماره دوربین واتسون نشان دهنده عدم همبستگی بین متغییرهای مستقل و آماره ضریب تعیین نشان میدهد تغییرات متغیر وابسته کمترین تاثیر را از تغییرات متغیر مستقل دارد. اما بین ساختار سرمایه و همچنین بازده سرمایه سرمایه گذاری شده با رشد مالی شرکتهای بیمه با اطمینان رابطه معنادار وجود دارد، آماره دوربین واتسون برای هر دو متغیر نشان دهنده عدم همبستگی بین متغییرهای مستقل و آماره ضریب تعیین نیز بیشترین میزان وابستگی تغییرات متغیر وابسته به تغییرات متغیرهای مستقل را نشان میدهد.نتایج حاصل از برقراری ارتباط میان بازده سرمایه سرمایه گذاری شده با رشد مالی شرکتهای بیمه با دستاوردهای سایر پژوهش ها مانند پژوهش‌های براون و روی (2007) و پیرجتا و پوتنن(2007) که نشان دادند با افزایش بازده سرمایه سرمایه گذاری شده میتوان موجبات افزایش بازدهی و رشد شرکت را فراهم آورد همراستا است، همچنین با نتایج حاصل از بررسی وجود رابطه میان ساختار سرمایه و رشد مالی شرکتهای بیمه، با نتایج پژوهش‌های صورت گرفته مانند پژوهش اربابیان و گرایلی(1388) که وجود ارتباط بین ساختار سرمایه و رشد شرکت‌ها را بررسی نمودند همراستا می‌باشد. بنابر این در تحقیق پیشنهاد شده برای رفع محدودیت های ناشی از تحریم های بین المللی صنعت بیمه و بررسی ظرفیت‌های بالقوه بازارهای بیمه خارج از کشور باید تلاش کنیم، با توجه به اینکه ويژگي‌هاي اقتصادي و موقعيت هر كشور با يكديگر متفاوت خواهد بود ولي به هر حال در همه كشورهايي كه به خصوصي سازي پرداخته اند ، هدف اصلي بهبود بخشيدن به اوضاع و شرايط اقتصادي مي باشد، كاستن از نقش دولت در اقتصاد و اعمال تصدي آن و تمركز بيشتر روي اعمال حاكميت را اجرایی نمایند. با توجه به اینکه میزان ضریب نفوذ بیمه در این تحقیق نقش در سودآوری شرکت های بیمه ایی نداشته است، می توان با بکارگیری استراتژی های مناسب به توسعه هر چه بیشتر سهم بازار بیمه توجه شود و سیاست های توسعه ایی مناسب اتخاذ گردد. بالا بردن فرهنگ بیمه و آشنایی افراد با انواع رشته های بیمه ای استفاده از بیمه های عمر و سرمایه گذاری به منظور تامین منابع مالی بلند مدت، که در نتیجه شرکت‌ها علاوه بر اجرای تعهدات میتوانند به بررسی فرصت‌های سرمایه گذاری غیر بیمه ای علاوه بر سرمایه گذاری در بازار بیمه و خرید و فروش سهام بپردازند، که این خود میتواند مشوقی برای سرمایه گذاران هم باشد، به این دلیل که شرکتهای بیمه تبدیل به یک شرکت اقتصادی بازرگانی میشوند.
5- منابع:
آل احمدی، ابتسام. 1391.رابطه بیمه و رشد اقتصادی، گزارش موردی آذر و دی 1391 شماره 13
اربابیان، علی اکبر، صفري گرایلی، مهدي، 1387 ،بررسی تاثیر ساختار سرمایه بر سودآوري شرکت هاي پذیرفته شده در بورس، فصلنامه بورس اوراق بهادار، شماره 33 ، ص ص 159-175
بیمه مرکزی جمهوری اسلامی ایران. 1392. تحلیل کمی و کیفی ضریب نفوذ صنعت بیمه کشور در سال1392، پژوهشکده بیمه
دانشنامه بیمه. ج. یک. پژوهشکده بیمه، ۱۳۹۳. شابک ۹۷۸-۶۰۰-۶۷۳۱-۸۳-۴.
سال نامه آماری صنعت بیمه، 1393. سازمان بیمه مرکزی ج.ا.ا، 1394.
سوری، علی، 1394. اقتصاد سنجی، چاپ سوم ،جلد 2، انتشارات فرهنگ شناسی، تهران، ایران
جهانگرد،اسفندیار . 1390.بیمه و رشد اقتصادی در ایران، مجله پژوهشها و سیاستهای اقتصادی » پاییز 1390 - شماره 59 (ص ص 53 -80)
حسن زاده علي, عسگري محمدمهدي, كاظم نژاد مهدي. 1389.بررسي جايگاه صنعت بيمه در اقتصاد و بازار سرمايه ايران، پژوهشنامه بيمه (صنعت بيمه) : تابستان 1389 , دوره 25 , شماره 2 (مسلسل 98) ; ص ص165 - 199 .
میلادی لاری، نسیم، «بررسی آثار آزادسازی و خصوصی سازی بر اشتغال زایی صنعت بیمه ایران»، پایان نامه کارشناس ارشد، دانشگاه خوراسگان (اصفهان، 1383).
Brown, D.P., & Rowe, B.J.(2007). The Productivity premium in equity returns. University of Wisconsin US. Retrieved from http://ssrn.com/abstract=993467
Kjosevski, J. (2012). The determinants of life insurance demand in central and Southeastern Europe. International Journal of Economics and Finance, 4(3): 237 – 247.
Pirjeta, Antti and Vesa Puttonen (2007). "Style Migration in the European Markets", Helsinki School of Economics, Electronic working paper w-426, ISBN 9789524881456, HSE print, Finland, www.hse.fi/fms
Abstract:
Today, insurance plays fundamental role in facilitating and booming economic activities in society. Therefore, it is necessary to promote the status of insurance industry in national economy. Its supportive dimension can be improved in the economy by this approach. On the other hand, more resources can be created to invest in this sector. The present research is the role of privatization on financial growth of insurance companies in Iran. The aim is to evaluate the relationship between development of privatization and profitability of insurance companies. Statistical population of this research includes insurance companies established in the years between 2009 and 2014. Ratios of insurance penetration rate, returns of invested capital and capital structure (debt ratio and proprietary ratio) have been used to measure the independent variables. Returns of stockholders' equity and returns of assets have been used to measure profitability as the dependent variable. The hypotheses were tested by using Eviews software. The research results confirm that there is a significant relationship between development of privatization and financial growth of insurance companies. We concluded in the investigations that there is no relationship between insurance penetration rate and financial growth insurance companies. But there is a direct relationship between capital structure and returns of invested capital with insurance companies' financial growth.
Key words: Development of Privatization, Insurance Penetration, Return of Invested Capital, Capital Structure
[1] Kjosevski
[2] Brown & Rowe
[3] Pirjeta&Puttonen
