Gestión del resultado en entidades de depósito españolas a través

Gestión del resultado en entidades de depósito españolas a
través de las provisiones por morosidad. Factores explicativos
tras la reforma normativa CBE 4/2004
ABSTRACT
La adaptación de la normativa bancaria a las Normas Internacionales de
Información Financiera a través de la CBE 4/2004 pone en entredicho el papel de las
provisiones por morosidad genéricas tradicionales en España, que no se basan en
pérdidas incurridas sino en pérdidas esperadas. En este sentido, la literatura reconoce el
importante papel de estas provisiones en la gestión del resultado y así mismo, en la
gestión de los ratios de capital regulatorio. Es por ello, que en este trabajo analizamos
los bancos y cajas españoles en el periodo 2005-2009 con el fin de evidenciar si existe
alisamiento de resultados, y si como predice la teoría, la provisión para fallidos genérica
tiene un efecto anticíclico y por tanto, en tiempos de crisis 2008-2009 la dotación a la
provisión ofrece un comportamiento diferenciado. Asimismo examinamos si los
gerentes de las entidades de depósito tienen mayor incentivo al alisamiento del resultado
durante la crisis financiera que en el periodo de bonanza. Además evidenciaremos si tras
la adopción de Basilea I las entidades no gestionan las cifras de capital regulatorio a
través de la dotación a la provisión para créditos fallidos. Adicionalmente, nosotros
consideramos una gran variedad de posibles factores explicativos de LLP.
Los resultados evidencian que tras la implantación de la CBE 4/2004 las entidades
de depósito españolas alisan el resultado a través de LLP. Además encontramos que las
dotaciones a la provisión para créditos fallidos (LLP) se incrementan durante la crisis
financiera actual de forma significativa. Ello pone de manifiesto que el carácter
anticíclico de la provisión genérica no se lleva a la práctica en el periodo de crisis para
mitigar la prociclicidad. Asimismo, demostramos que el incentivo a alisar el resultado
es mayor en el periodo de crisis que en el periodo de expansión. También los resultados
revelan que las entidades de depósito españolas no gestionan el capital a través de LLP.
Finalmente demostramos que las cajas de ahorro dotan significativamente más
provisiones por morosidad que los bancos. El trabajo pretende contribuir al debate sobre
el papel de las provisiones para insolvencias, por su singularidad al reconocer una
provisión genérica basada en pérdidas esperadas, en la reforma de la norma 39 del
IASB.
1. Introducción
El modelo de estimación del deterioro de los préstamos bajo principios de
contabilidad generalmente aceptados americanos (US GAAP) y Normas Internacionales
de Información Financiera (NIIF) está basado en un modelo de pérdidas incurridas
(Barth y Landsman, 2010). Bajo un modelo de pérdidas incurridas, sólo se puede
considerar el deterioro de un préstamo1 cuando exista evidencia objetiva de que el
préstamo o la cartera de préstamos no va a ser reembolsada en su totalidad. Las pérdidas
de crédito esperadas futuras no cumplen los requisitos para su reconocimiento
establecidos en la normativa internacional ya que es necesario la idenficación mediante
un suceso pasado de la existencia de la pérdida y que asímismo esta pueda valorarse con
fiabilidad.
Sin embargo, destaca sobre sus homólogos europeos el caso español para las
entidades bancarias por no seguir un modelo de estimación de dotación a la provisión
para préstamos fallidos (Loan loss provision, en adelante LLP) basado en pérdidas
incurridas, sino un modelo basado en pérdidas esperadas que es denominado por el
IASB (2009) aproximación durante del ciclo o concretamente “provisión dinámica”.
Según esta aproximación las dotaciones a la provisión para créditos fallidos se
incrementan en periodos de expansión del crédito. Ello se debe a que el riesgo de
crédito se origina en las fases de expansión aunque se identifiquen pocas pérdidas de
créditos. Mientras que en periodos de recesión, cuando se incrementan las pérdidas de
crédito, las provisiones o reservas ya dotadas sirven de amortiguador (Serrano, 2009).
Las ventajas de la aproximación española son señaladas por Saurina (2009) y se
fundamentan principalmente en tres aspectos. En primer lugar, en un reconocimiento
temprano de las pérdidas potenciales incurridas en las carteras de préstamos globales y
todavía no manifestadas en préstamos específicos. En segundo lugar, permite mitigar la
1
Según el párrafo 59 de la norma IAS 39,``un activo financiero o un grupo de activos financieros estará
deteriorado, y se habrá producido una pérdida por deterioro de valor si, y solo si, existe evidencia objetiva
del deterioro como resultado de uno o más eventos que hayan ocurrido después del reconocimiento inicial
del activo y ese evento o eventos causantes de la pérdida tengan un impacto sobre los flujos de efectivo
futuros estimados del activo financiero o del grupo de activos financieros, que pueda ser estimado con
fiabilidad´´.
2
prociclicidad2 que origina la actuación de los bancos por sí solos y la intervención de
los reguladores. Finalmente permite mejorar la solidez de las entidades de depósito y
del sistema bancario en su conjunto.
España ha tenido un sistema de provisiones dinámicas, estadísticas o anticíclicas
desde Julio del año 2000. Con la entrada en vigor en España de las NIIF a través de la
Circular del Banco de España (CBE) 4/2004 se modificó sustancialmente el sistema de
provisiones para préstamos fallidos español recogido en el Anejo IX de la Circular del
Banco España 4/1991. La reforma supuso pasar de tres tipos de provisiones: provisión
específica, genérica y estadística a dos únicas provisiones: la provisión específica y la
provisión genérica o dinámica. La primera recoge el deterioro de préstamos que se han
identificado como dañados, por tanto, su reconocimiento es igual al propuesto por el
modelo de pérdidas incurridas bajo las NIIF. Sin embargo, la genérica ya no se entiende
como la recogida en la Circular 4/1991, sino que recoge el deterioro por grupos de
activos homogéneos cuando el deterioro no puede ser identificado individualmente
(Banco de España, 2004). Dado que la provisión genérica o dinámica se dota en base al
volumen de créditos concedidos y no en base a eventos incurridos, guarda similitud con
la actual propuesta del IASB sobre la adopción de un modelo de deterioro basado en
pérdidas esperadas.
En el último trimestre del 2010 el IASB habrá finalizado la reforma de la IAS 39,
en base a la sustitución de un modelo de deterioro de pérdidas incurridas en uno basado
en pérdidas esperadas. También el FASB ha comenzado a explorar sobre un modelo de
deterioro que incluya algunas expectativas de pérdidas.
La crítica fundamental que se le ha hecho al modelo de pérdidas incurridas
durante la actual crisis financiera ha sido su reconocimiento de las pérdidas esperadas
demasiado tarde (IASB, 2009). Es por ello que nos cuestionamos si el sistema de
provisiones dinámicas regulado por la CBE 4/2004 ha demostrado ser una herramienta
2
Se entiende por prociclicidad, el agravamiento de la situación económica financiera en épocas de
recesión por el incremento de la dotación a la provisión para préstamos fallidos y /o la obligación a
incrementar el capital por parte de los reguladores. O bien, la expansión del crédito o disminución de las
dotaciones en épocas de bonanza.
3
útil para que las entidades de depósito españolas salgan más fortalecidas de la crisis
financiera, y por ende, puede haber servido de inspiración para el IASB.
No obstante, en el Debate sobre la reforma de la IAS 39, se ha rechazado la
aproximación española al no usar la información estadística para predecir las pérdidas
de crédito futuras. La aproximación actual se basa en pérdidas históricas para
determinar las estimaciones de dotaciones a la provisión. Esto no cumple con los
propósitos de información financiera propuestos por el IASB.
A consecuencia de que los directivos de los bancos tienen cierta libertad a la hora
de determinar las dotaciones a la provisión para créditos fallidos, éstas pueden estar
sujetas a manipulación. De aquí se deriva la posible utilización de este devengo de
carácter discrecional para alisar el resultado, en especial cuando se trate de la estimación
de pérdidas futuras esperadas sobre operaciones actuales no fallidas.
En definitiva, el modelo de estimación de las pérdidas por deterioro basado en el
sistema de provisión dinámica español se diferencia por un reconocimiento temprano de
las pérdidas con respecto al modelo de pérdidas incurridas. Es por ello que este trabajo
analizamos los bancos y cajas españoles en el periodo 2005-2009 con el fin de
evidenciar si existe alisamiento de resultados, y si como predice la teoría, la provisión
para fallidos genérica tiene un efecto anticíclico y por tanto, en tiempos de crisis 20082009 la provisión ofrece un comportamiento diferenciado. Examinamos si los gerentes
de las entidades de depósito tienen mayor incentivo al alisamiento del resultado durante
la crisis financiera que en el periodo de expansión. Asímismo evidenciaremos si tras la
adopción de Basilea I las entidades no gestionan las cifras de capital regulatorio a través
de manipulación de dotación a la provisión para créditos fallidos.
Los resultados evidencian que tras la adaptación de la normativa bancaria a las
NIIF por medio de la CBE 4/2004, las entidades de depósito españolas alisan el
resultado a través de LLP. Sin embargo, no se obtiene evidencia de que las entidades de
depósito españolas gestionen el capital a través de LLP. Además encontramos que las
dotaciones a la provisión para créditos fallidos (LLP) se incrementan durante la crisis
financiera actual de forma significativa. Ello pone de manifiesto que el carácter
anticíclico de la provisión genérica no se lleva a la práctica en el periodo de crisis para
4
mitigar la prociclicidad. Asimismo demostramos que el incentivo a alisar el resultado es
mayor en el periodo de crisis que en el periodo de bonanza. Finalmente demostramos
que las cajas de ahorro dotan significativamente más provisiones por morosidad que los
bancos.
El estudio pretende contribuir al debate sobre el papel de las provisiones
dinámicas en el alisamiento de resultados de las entidades de depósito.
El resto de este trabajo está organizado como se indica. En la Sección 2, se
presenta la revisión de la literatura. En la Sección 3 se plantean los objetivos e
hipótesis. La Sección 4 recoge el diseño de la investigación, donde se incluye la
selección de la muestra, el modelo y las variables. Los resultados se presentan en la
Sección 5, para concluir en la Sección 6 con las conclusiones.
2. Revisión de la literatura
Investigaciones de principios de la década de los 60 ya mostraban interés por la
manipulación del resultado y en particular, por el alisamiento del resultado. En las
primeras décadas, el objetivo de los trabajos se enfocaba a conocer las posibles causas
que motivaban el alisamiento, la justificación económica de la práctica, así como la
determinación de las características de un alisamiento efectivo. Estas investigaciones
demuestran que el incentivo común para alisar el resultado es que los gerentes de los
bancos pretenden reducir la variabilidad del resultado, pues ella es símbolo de riesgo y
se refleja en precios de las acciones más volátiles que influyen en las decisiones de los
inversores.
Los resultados de Healy (1985) confirman que los gerentes de los bancos
practican el alisamiento del resultado a través de devengos discrecionales con el
objetivo de que los resultados se encuentren entre los límites establecidos, y una vez
conseguido, se pretende aumentar el nivel de resultados a través de disminuciones en
los devengos discrecionales, para incrementar la remuneración del directivo. Greenwalt
y Sinkey (1988) sugieren que el mantenimiento del nivel de dividendos estimula el
carácter discrecional por parte de los directivos. Adicionalmente, señalan que el
5
alisamiento del resultado a través de la dotación a la provisión para préstamos fallidos
perseguía como objetivo satisfacer los requisitos de adecuación del capital. Así lo
entiende Bhat (1996) que argumenta que los incentivos para alisar el resultado son
incentivos regulatorios y de mercado en general. Por otro lado, Kanagaretman et al.
(2003) demuestra la existencia de un nuevo incentivo para alisar el resultado vía
dotaciones a la provisión para fallidos discrecionales, aumentar el resultado futuro para
reducir el posible despido del director.
De los componentes que constituyen el resultado neto solamente la dotación a la
provisión para créditos fallidos y las pérdidas y ganancias de la venta de los títulos de
inversión, es decir, pérdidas y ganancias realizadas, pueden ser utilizadas para el
alisamiento del resultado.
Entre las investigaciones que han analizado la existencia de alisamiento del
resultado a través del reconocimiento de las pérdidas y ganancias de los títulos
realizados se encuentran Barth et al. (1990); Barth (1994); Scholes et al. (1990); Moyer
(1990); Warfield et al. (1992); Collins et al. (1995); Ahmed y Takeda (1995); Beatty et
al. (1995); Beatty y Harris (1999); Niswander y Swanson (2000); Kanagaretman et al.
(2003) y Kwak et al. (2009).
Puesto que LLP es el mayor devengo de los bancos y el que mayor atención
recibe por parte de la literatura previa y de los reguladores internacionales y nacionales,
en nuestro estudio nos vamos a centrar en el uso de LLP para alisar el resultado.
La literatura en materia de alisamiento del resultado mediante el uso de LLP
ofrece evidencias mixtas; no obstante, existe cierto consenso sobre un comportamiento
discrecional sobre LLP con el objetivo de
reducir la volatilidad del resultado y
satisfacer los requisitos de capital regulatorio. Son numerosas las investigaciones que
han examinado el alisamiento del resultado a través de LLP y han contribuido a la
mejora de la estimación de LLP. Sin embargo, prácticamente la totalidad de las
investigaciones se centran en bancos o compañías controladoras de bancos de los
Estados Unidos, siendo muy escasos los estudios de otros países y aquellos que
incluyen en su muestra bancos de diferentes países del mundo debido al sesgo
regulatorio que se introduciría.
6
Los trabajos pioneros en testar si los gerentes de los bancos están alisando el
resultado mediante el principal devengo de los bancos, LLP, son los de Scheiner (1981),
Ma (1988) y Greenwalt y Sinkey (1988). Scheiner (1981) para una muestra formada por
107 bancos comerciales de Estados Unidos en el periodo 1969-1976 obtiene la relación
positiva esperada entre el resultado operativo y LLP. No obstante, rechaza la idea del
uso de LLP para alisar el resultado, porque considera que el incremento en LLP se debe
a mayores quiebras de negocios y a políticas de préstamos más agresivas.
Posteriormente, Ma (1988) y Greenwalt y Sinkey (1988) encuentran evidencia de
alisamiento del resultado a través de LLP sobre una muestra de 45 bancos para el
periodo 1980-1984 y 106 compañías controladoras de bancos de Estados Unidos para el
periodo 1976-1984, respectivamente. Sin embargo, el procedimiento utilizado difiere
signitivativamente entre ambos. En un principio, Ma (1988) con la finalidad de testar la
hipótesis de alisamiento del resultado establece como variable dependiente la ratio de
provisión, calculada como la dotación a la provisión para préstamos fallidos sobre el
saldo neto de la provisión para préstamos fallidos. Pretende analizar el efecto sobre la
ratio de provisión del riesgo de la cartera de préstamos, medido a través de los
préstamos morosos (non-performing loans) sobre el total de préstamos. El contraste de
hipótesis comprende una serie de estimaciones secuenciales. En primer lugar, plantea un
modelo de expectativas de provisiones, donde la ratio de provisión viene explicada en
sentido positivo por el nivel de riesgo actual de la cartera de préstamos y en sentido
negativo por el nivel de riesgo del siguiente periodo. El residuo de esta ecuación
representa la parte de la ratio de provisión con naturaleza discrecional que puede ser
utilizada para alisar el resultado. En una segunda estimación se plantea si la tasa de
crecimiento del resultado operativo está explicada también por el nivel de riesgo de la
cartera de préstamos actual y dicha variable en el siguiente periodo, obteniéndose
únicamente una influencia significativa y positiva de la primera. Se repite la estimación
anterior tomando en este caso como variable dependiente la ratio de cancelaciones de
préstamos y evidenciándose que el riesgo de la cartera de préstamos actual no influye en
las cancelaciones de préstamos mientras que si lo hace el riesgo de la cartera de
préstamos en el siguiente periodo. Finalmente, procede a plantear la regresión que
corrobora o no la existencia de alisamiento, donde la variable dependiente es el residuo
de la regresión de la ratio de provisión. Las variables independientes que se plantean y
7
que influyen en sentido positivo son: el residuo de la regresión de la tasa de crecimiento
del resultado operativo y el residuo de la regresión de la ratio de cancelaciones de
préstamos. La relación positiva y significativa entre el residuo de la regresión de la
ratio de provisión y el residuo de la regresión de la tasa de crecimiento del resultado
operativo es coherente con la hipótesis de alisamiento del resultado a través del
componente discrecional de LLP, dado que cuando los resultados operativos son altos
(bajos) los gerentes de los bancos elevan (disminuyen) las dotaciones a la provisión para
préstamos fallidos.
Por otro lado, Greenwalt y Sinkey (1988) plantean un modelo de datos de panel
estimado por Mínimos Cuadrados Generalizados (MCG) donde la variable dependiente
es la dotación a la provisión para préstamos fallidos. En su caso, incorporan en el
modelo la variable resultado especificada como resultado operativo antes de impuestos
y antes de dotaciones a la provisión para préstamos fallidos. Encuentran que ésta influye
positivamente en LLP, lo que es coherente con la hipótesis de alisamiento del resultado
a través de LLP. Además introducen la variable pasivo circulante de entidades
quebradas como proxy del efecto de la actividad económica y de factores que afectan a
la calidad de la cartera de préstamos, y obtienen que influye en sentido positivo en LLP.
Del mismo modo influyen la experiencia pasada en la pérdida de préstamos, capturada a
través de la media móvil a tres años de la ratio de pérdidas de préstamos sobre el total
de préstamos y la ratio de préstamos totales sobre activos.
Sin embargo, Moyer (1990) para prácticamente el mismo periodo, 1981-1986 no
encuentra la evidencia esperada de alisamiento del resultado a través LLP, dada la
relación negativa y significativa entre LLP y el logaritmo natural de los ingresos
operativos actuales. Plantea tres regresiones: la regresión de LLP y además la de las
cancelaciones de préstamos y la de pérdidas y ganancias de los títulos y debido a las
correlaciones entre las medidas contables las estima como un sistema usando la
estimación SUR (Regresiones no relacionadas aparentemente). Los resultados muestran
que variables ficticias en relación a la localización geográfica de los bancos y el tipo de
banco (regional y local) influyen positivamente. Otro hallazgo es que la concentración
de préstamos extranjeros hace que se incrementen las dotaciones a la provisión para
fallidos. De forma similar a Greenwalt y Sinkey (1988) elaboran un índice de quiebra
del negocio, que recoge las entidades en quiebra sobre el total de entidades que cotizan.
8
Cuanto mayor es el índice, la fracción de préstamos cobrables es menor y LLP es
mayor. Cabe señalar que Moyer (1990) es la primera en introducir en el modelo de LLP
el efecto del capital regulatorio. De forma que cuanto mayor es la distancia de la ratio
de adecuación del capital sobre la ratio de adecuación del capital mínima (Ratio de
capitalit – Ratio de capital mín.it) menor es LLP.
Mientras que estudios previos habían empleado la variable resultado en niveles
para testar la hipótesis de alisamiento del resultado, Wahlen (1994) expresando la
variable resultado en diferencias, encuentra evidencia de alisamiento a través del
componente discrecional de LLP. El modelo de expectativas de LLP propuesto por
Wahlen (1994) supone una gran contribución para la estimación de LLP con la
aportación de nuevas variables. Su muestra está constituida por 106 bancos comerciales
de Estados Unidos y abarca el periodo 1977-1988. Los resultados de la regresión
muestran que las expectativas del inversor sobre el cambio en los créditos morosos
influyen de forma positiva en LLP. En el mismo sentido lo hace el saldo inicial en los
créditos morosos, indicando que los créditos morosos del año anterior provocan
mayores LLP en el año actual. Como era de esperar, el saldo inicial de la provisión para
préstamos fallidos (loan loss allowance, en adelante, LLA) lo hace negativamente,
indicando que mayores provisiones en el año anterior se traducen en menores
dotaciones a la provisión para fallidos en el periodo actual. En cuanto a la composición
de la cartera de préstamos, obtiene que los préstamos comerciales y los del Estado son
los que originan mayor riesgo de impago, y por tanto mayores dotaciones, mientras que
los préstamos de los clientes y extranjeros son los que las disminuyen. En tercer lugar,
se estima una regresión donde la variable dependiente es el residuo de la regresión de
LLP, como medición del componente esperado o discrecional de LLP. Concretamente,
obtiene que el componente inesperado o discrecional de LLP está relacionado
positivamente con los cambios actuales en los resultados antes de la dotación a la
provisión para préstamos fallidos, lo que es coherente con el alisamiento del resultado.
Sin embargo, Wetmore y Brick (1994)
para 82 compañías controladoras de
bancos en el periodo 1986-1990 no encuentran que el resultado antes de impuestos y
dotaciones a la provisión para préstamos fallidos difiera significativamente de cero en la
regresión de la dotación a la provisión para préstamos fallidos. Ellos analizan como
9
novedad el efecto de las cancelaciones de préstamos sobre LLP a través de la media de
las cancelaciones de préstamos netas de recuperaciones de los tres años anteriores.
Dicha variable resulta ser significativa y positiva al cinco por ciento, lo que manifiesta
que a mayores son las pérdidas de préstamos en los últimos años, se dotan mayores
LLP. Su estimación corrobora que los créditos morosos contribuyen positivamente en
LLP. Estos autores usan los préstamos morosos además de como proxy del deterioro
de la cartera de crédito, como proxy de las condiciones económicas, de forma que en un
incremento de los créditos morosos es indicativo de recesión económica. Sus hallazgos
revelan además que como consecuencia de la situación desfavorable de los préstamos
del año 1987, se incrementa la dotación a la provisión para préstamos fallidos. Por otra
parte el riesgo de crédito de actividades fueras del balance, tales como swaps y futuros
afecta negativamente. Sin embargo, no se encuentra efecto significativo del cambio en
el total de préstamos o el cambio en los préstamos industriales y comerciales.
Otra forma distinta a la literatura existente de testar la existencia de alisamiento
del resultado, es a través del uso de regresiones temporales específicas de cada banco
sobre LLP como realizan Collins et al. (1995). De esta forma, se pueden recoger las
diferencias entre bancos en su propensión a alisar el resultado y manipular el capital. En
su estudio analiza el impacto del resultado y el capital en LLP para 160 bancos
individuales3 de Estados Unidos. Las estimaciones muestran como los resultados no
discrecionales4 influyen positivamente y significativamente al uno por ciento de nivel
sobre LLP. La relación positiva es coherente con que durante el periodo 1971-1991 los
gerentes de los bancos alisan el resultado. Sus hallazgos revelan la existencia de
heterogeneidad entre los bancos en la propensión a alisar el resultado, de forma que los
bancos pequeños y rentables son los que más participan en la gestión del resultado.
Niswander y Swanson (2000) aplican el modelo de Collins et al. (1995) a bancos
comerciales individuales públicos y privados de Estados Unidos para los años 1987 y
1988. También distinguen entre bancos de alto capital y bajo capital. Introducen en el
modelo variables dummies para recoger la combinación entre las cuatro categorías de
3
Se refiere a aquellos bancos que no son un grupo y que elaboran información no consolidada.
Son los resultados operativos antes de pérdidas y ganancias de los títulos, otras pérdidas y ganancias
discrecionales, dotaciones a la provisión para préstamos fallidos e impuestos.
4
10
bancos ya nombradas. A diferencia de Collins et al. (1995) las variables se aplican en
modelos transversales y temporales. Los resultados revelan que los bancos públicos
presentan mayores incentivos a alisar el resultado a través de de LLP que los bancos
privados cuando se trata de bancos con capital superior al límite (7,5%). Ello se
fundamenta en una presión mayor a la que se someten los bancos públicos para
satisfacer los niveles de resultados esperados.
Beatty et al. (1995) para una muestra constituida por 148 compañías controladoras
de bancos de Estados Unidos en el periodo 1985-1989, plantean un modelo de cinco
ecuaciones simultáneas, donde las cinco variables dependientes son: la dotación a la
provisión para préstamos fallidos o LLP, las cancelaciones de préstamos, los beneficios
de la liquidación de pensiones, las pérdidas y ganancias diversas y el cambio en los
fondos externos. El sistema de ecuaciones simultáneas es estimado mediante MCO y
también mediante Mínimos Cuadrados en 2 etapas y en 3 etapas para tratar con los
problemas de endogeneidad. La regresión de LLP se plantea sobre cuatro variables
independientes que representan a las cuatro decisiones restantes, entre las que están: las
cancelaciones de préstamos, las pérdidas y ganancias diversas de la venta de activos, los
beneficios de la liquidación de pensiones y el cambio en los fondos externos. De todas
ellas, las cancelaciones de préstamos es la única que es insensible al método de
estimación, influyendo de forma positiva y significativa al 0,1% en LLP. Similar a
Moyer (1990) y Wetmore y Brick (1994) no encuentran evidencia de alisamiento del
resultado a través de LLP para cualquiera de las estimaciones realizadas.
Concretamente, los resultados de las estimaciones en dos y tres etapas muestran como el
coeficiente del resultado antes de ítems endógenos5 apenas difiere de cero. Sin embargo,
sí encuentran que este coeficiente influye, pero en sentido negativo en LLP mediante
MCO.
5
Recoge el resultado menos los componentes de beneficios diversos los cuales no son extraordinarios o
de títulos de inversión y beneficios de la liquidación de pensiones, más la dotación a la provisión para
préstamos fallidos.
11
Mientras que el coeficiente de la variable resultado en la regresión de LLP es la
especificación básica para testar la hipótesis de alisamiento del resultado, Bhat (1996)
presenta una nueva aproximación. Su estudio lo realiza para 148 bancos de Estados
Unidos en el periodo 1981-1991, con excepción del año 1996. En él regresa el
logaritmo de los resultados después de impuestos y después de LLP para el año y
computa la R2 para cada banco. Como novedad, este coeficiente de determinación (R2)
es el que indica el alisamiento del resultado. Además al realizar un análisis de
correlaciones entre LLP y los resultados después de impuestos y antes de LLP,
encuentra entre ambas una relación positiva. Adicionalmente analiza la correlación
entre el coeficiente de correlación anterior y R2, y obtiene una relación positiva y
significativa que es indicativa de que a mayor cercanía entre LLP y los resultados
después de impuestos y antes de la dotación a la provisión para préstamos fallidos,
existe mayor alisamiento del resultado.
El coeficiente de la variable ROA6 ha sido empleada con anterioridad en el
modelo propuesto por Wetmore y Brick (1994) para testar el alisamiento del resultado a
través de LLP. Del mismo modo, la inclusión en el modelo de LLP de la desviación de
ROA sobre la media de las muestra de ROA,
, permite a Kim y
Kross (1998) testarla para 193 compañías controladoras de bancos de Estados Unidos
en los sub-periodos 1985-1988 y 1990-1992. Sin embargo, el objetivo central de Kim y
Kross (1988) es analizar el impacto del cambio en las normas de capital de los bancos
en 19897 en LLP y en las cancelaciones de préstamos. Por ello emplean un modelo de
ecuaciones simultáneas para las regresiones de LLP y cancelaciones de préstamos,
estimándolas mediante mínimos cuadrados en tres etapas. En lo que respecta al modelo
de LLP, estima por separado los bancos con bajo capital8 de los bancos con alto capital,
6
ROA= Resultado antes de impuestos y LLPit / total de activosit .
7
El Acuerdo de Basilea estableció en 1989 un cambio en el cálculo del capital regulatorio, según el cual
la reserva para préstamos fallidos dejaría de ser un componente del Capital Tier I y pasaría a formar parte
del Capital Tier II hasta un máximo del 1,25 % de los activos de riesgo. Las nuevas normas dividen el
Capital Regulatorio Total en Capital Tier I y Tier II, en lugar de la denominación de Capital primario y
secundario.
8
Son aquellos bancos con la ratio de capital primario ajustada menor o igual al 6,5% para 1985-88. O
aquellos bancos para el periodo 1990-92 con una ratio de capital Tier I menor o igual al 6,5% o con la
ratio de capital total ajustada menor o igual al 10,5 %. Los bancos con alto capital son aquellos que
superan estos límites.
12
y únicamente encuentra influencia significativa de DROA para los bancos de alto
capital. Al influir en sentido positivo en LLP, se puede afirmar que los bancos con alto
capital tienen más incentivo al alisamiento del resultado a través de LLP. Por otra parte,
contribuyen a la literatura obteniendo evidencia que el saldo inicial en el total de
préstamos, como componente no discrecional de LLP, es significativo; de forma que un
incremento en los préstamos sin amortizar, incrementa la dotación a la provisión para
préstamos fallidos. Además, demuestran que cuanto mayor es el tamaño de los bancos
mayor es LLP.
Ahmed et al. (1999), en una muestra similar a la de Kim y Kross (1998) testan la
hipótesis de alisamiento a través del coeficiente de resultado antes de impuestos y LLP
escalado por la media del total de activos en el modelo de LLP. En las tres alternativas
del modelo de LLP que plantean, el coeficiente no resulta ser significativo y positivo
para ninguna ellas. Plantean una alternativa al modelo básico de LLP al introducir como
proxies del componente no discrecional de LLP, además del cambio en los créditos
morosos propuesto por Wahlen (1994), dos nuevas variables. Estas variables son: el
cambio en la desviación estándar de los valores de los activos del banco, cuyo cálculo es
complejo, y el cambio en el pasivo de entidades en quiebra ponderados por la
distribución regional de los préstamos de los bancos. De las tres alternativas de modelo
propuestas, el cambio en los créditos morosos y el cambio en la desviación estándar de
los valores de los activos del banco son significativas al 0,1% de nivel e influyen
positivamente en LLP. No obstante, el cambio en el pasivo de entidades en quiebra solo
es significativo al 10% de nivel en la primera estimación. Analizando las razones de la
disparidad de estos resultados con investigaciones anteriores, procede a la aplicación del
modelo de Collins et al. (1995) en su muestra. Los resultados sorprendentemente
muestran que el coeficiente de la variable resultado es significativo y positivo, y por
tanto es usado para alisar el resultado a través de LLP. Sugieren que la razón por la que
Collins et al. (1995) obtuvieron evidencia de alisamiento es debido a la inclusión del
saldo inicial de los créditos morosos como parte del componente no discrecional de
LLP.
Lobo y Yang (2001) contribuyen a la literatura testando la hipótesis de
alisamiento del resultado sobre distintas especificaciones del modelo de LLP para una
13
muestra de 50 bancos estadounidenses en el periodo (1981-1996). Las estimaciones se
realizan sobre regresiones temporales específicas para cada banco, en regresiones
transversales para cada año, en regresión por MCO y finalmente en un modelo de datos
panel estimado mediante efectos fijos. Se obtiene que para cualquiera de las
especificaciones del modelo la hipótesis de alisamiento del resultado a través de LLP es
robusta.
El uso de LLP para alisar el resultado también en testado en 701 bancos públicos
y 1.160 bancos privados de Estados Unidos para el periodo de 1988-1998 por Beatty et
al. (2002). Obtienen que tanto los bancos públicos como los privados cumplen la
hipótesis de alisamiento del resultado a través de LLP. La variable dependiente del
modelo es definida como dotación a la provisión para préstamos fallidos como
porcentaje de la media de préstamos iniciales y finales. Usa un modelo similar al
empleado en Beatty et al. (1995) para estimar la parte no discrecional de LLP. Cabe
destacar que el saldo inicial de la provisión o reserva para préstamos fallidos influye
positivamente en LLP, en contraste a lo establecido por Wahlen (1994). Ello nos
informa que cuando el saldo inicial de la provisión es alto, LLP es mayor. Otras
variables explicativas adicionales son la proporción de préstamos comerciales e
industriales, la de préstamos a instituciones depositarias y préstamos a individuales.
Kanagaretman et al. (2003) aporta una nueva perspectiva de ver el alisamiento
del resultado a través de LLP, basada en el desplazamiento de resultados entre el
periodo actual y el futuro. Su estudio se centra en 91 compañías controladoras de
bancos de Estados Unidos para el periodo 1980-1997. En primer lugar testan las
hipótesis usando como variable dependiente LLP. Repiten las estimaciones usando un
análisis en dos etapas, en la primera estiman el componente no discrecional de LLP,
recogiendo el residuo de esta regresión el componente discrecional de LLP. En la
segunda etapa este residuo es usado como variable dependiente y es la que se denomina
dotación a la provisión para préstamos fallidos discrecional. Proporcionan evidencia de
que los gerentes de los bancos usan mayores LLP en periodos de buen rendimiento con
el fin de disminuir el resultado reconocido en el periodo actual y retrasar el
reconocimiento de este resultado a un periodo futuro de bajo rendimiento y viceversa.
Así consiguen aumentar el resultado futuro y reducir la posibilidad de despido por
14
bajos rendimientos. Esto es coherente a que existe un incentivo basado en la seguridad
en el empleo para alisar el resultado a través de LLP. Asimismo encuentran que la
necesidad de obtener financiación externa lleva a los directores de los bancos a
activamente alisar el resultado para reducir los costes de financiación.
Kanagaretman et al. (2004) apoyan el alisamiento del resultado a través de LLP
para 105 bancos en el periodo 1980-1997. Estos autores demuestran el cumplimiento de
la hipótesis de alisamiento del resultado diferencial, según la cual la propensión a alisar
el resultado mediante LLP es mayor cuando la variabilidad de los resultados premanipulados9 es mayor.
Un estudio reciente llevado a cabo por Alali y Jaggi (2010) en bancos comerciales
no consolidados para el periodo 1991-2008 encuentran que el coeficiente del resultado
antes de impuestos y dotaciones es significativamente positivo, indicando que cuando el
resultado es alto mayores son las dotaciones a la provisión para fallidos, lo que es
coherente con el alisamiento del resultado a través de LLP. El modelo de LLP es
coherente con el de literatura previa y las regresiones planteadas son estimadas
mediante MCO con el uso de la corrección de White. Obtienen además que los bancos
con una cartera de activos de alto riesgo dotan mayores LLP. En un análisis posterior
analizan el efecto de la crisis financiera actual en la gestión del resultado a través de
LLP. Para ello comparan dos periodos de tiempo, el periodo pre-crisis (1999-2006) con
el periodo post-crisis (2007-2008) y encuentran que ha habido alisamiento del resultado
en ambos periodos. Al ser el coeficiente del resultado mayor durante 2007-2008, indica
que el alisamiento del resultado a través de LLP se incrementa durante la actual crisis
financiera. Por otro lado obtienen que con la aplicación de SFAS 11410 se consigue
debilitar el alisamiento del resultado a través de LLP aunque no se cese en su práctica.
9
Son los resultados antes de impuestos y dotaciones a la provisión para fallidos.
10
SFAS 114 entró en vigor el 15 de Diciembre de 1994 para sustituir a SFAS 5. La nueva norma
internacional supone un reconocimiento de las pérdidas de préstamos más estricto y una medición de
LLP más precisa.
15
De forma similar a los estudios realizados sobre muestras estadounidenses, existe
una evidencia mixta en la hipótesis de alisamiento del resultado en otros países.
Anandarajan et al. (2003) usan un modelo de regresión basado en Ahmed et al.
(1995) para bancos comerciales y cajas de ahorros españoles en el periodo 1986-1995 y
encuentran una relación positiva entre LLP y el resultado antes de impuestos y
dotaciones a la provisión para préstamos fallidos. También hallan que los bancos
comerciales alisan más el resultado que las cajas de ahorros. A diferencia de previos
estudios, incorporan dos nuevas variables como parte del componente no discrecional
de LLP: el cambio en las pérdidas de préstamos, como medida del riesgo interno, y el
cambio en la tasa de desempleo, como medida del riesgo externo. Ambas variables
influyen en sentido positivo en LLP. Como novedad obtienen que el número de oficinas
influye negativamente en LLP, de forma que, cuanto mayor es el número de oficinas, la
cartera de préstamos está más diversificada y se esperan menores problemas de crédito,
con lo que LLP es menor. Adicionalmente encuentran evidencia de que tras la adopción
en 1992 en España de la normativa de adecuación del capital, los bancos españoles
adoptaron una estrategia de alisamiento del resultado más agresiva. Esto se debe a que
con la nueva normativa11 una disminución en LLP, no provoca un descenso en la ratio
de capital Tier I, y por tanto, desaparece el efecto negativo sobre el capital previo a
1992.
También en una muestra de bancos comerciales y cajas de ahorros españoles,
Pérez et al. (2008) demuestran la existencia de alisamiento del resultado a través de LLP
durante el periodo 1986-2002. Sin embargo estos autores plantean un modelo de datos
panel en primeras diferencias que es estimado mediante Mínimos Cuadrados
Generalizados (GMM). Los resultados muestran como el coeficiente del resultado
11
El Acuerdo de Basilea estableció en 1992 (en 1990 para el resto de Europa y Estados Unidos) un
cambio en el cálculo del capital regulatorio, según el cual la reserva para préstamos fallidos dejaría de ser
un componente del Capital Tier I y pasaría a formar parte del Capital Tier II hasta un máximo del 1,25 %
de los activos de riesgo. Las nuevas normas dividen el Capital Regulatorio Total en Capital Tier I y Tier
II, en lugar de la denominación de Capital primario y secundario.
16
operativo neto es positivo y significativo en la regresión cuya variable dependiente es la
dotación a la provisión específica y genérica total. También demuestran como el
alisamiento del resultado se reduce en el periodo 2000-2002 con la implantación en el
año 2000 de la provisión estadística o dinámica del Banco de España. En base a lo
anterior afirman que la introducción de la provisión estadística contribuye a la mejora
de la información contable al reducir la manipulación e incrementar la información
revelada. Ellos encuentran que el ciclo económico, medido a través de la tasa de
crecimiento del PIB, influye en sentido negativo en la dotación de las provisiones, de
forma que en las fases recesivas del ciclo se incrementan las dotaciones y viceversa.
Esto confirma el comportamiento procíclico de las dotaciones a la provisión para
préstamos fallidos durante el periodo 1986-2002. Adicionalmente testan si la magnitud
en el alisamiento del resultado varía entre períodos de expansión y recesión, pero no
encuentran un cambio significativo.
Para una muestra de 50 bancos comerciales australianos en el periodo 1991-2001,
Anandarajan et al. (2007) también encuentran que los gerentes de bancos alisan el
resultado a través de LLP. Proponen dos alternativas para medir la variable dependiente,
la primera es el logaritmo natural de LLP y la segunda es la dotación a la provisión para
préstamos fallidos escalada por el total de préstamos. Bajo ambas especificaciones, se
obtiene una influencia positiva del resultado antes de impuestos en LLP. Los resultados
además muestran que bancos comerciales cotizados alisan el resultado de forma más
agresiva que los no cotizados.
Por el contrario, Kwak et al. (2009) en bancos japoneses durante el periodo 19961999 encuentran una relación negativa entre el componente discrecional de LLP y los
resultados antes impuestos y LLP. Este hallazgo le lleva a afirmar que los bancos
japoneses durante el periodo de recesión de finales de los 90 no alisan el resultado a
través de LLP. Explican que esto puede ser debido a que los bancos con mayores
resultados eran más optimistas sobre la recuperación económica y que por ello dotaron
menos provisiones para fallidos. Su modelo se basa en un análisis en dos etapas para
calcular el componente discrecional de LLP, de forma similar a Kanagaretman et al.
(2004). Encuentran además otras nuevas variables explicativas de LLP que originan un
incremento de LLP, los beneficios realizados de la venta de los títulos y los impuestos
sobre la renta del año anterior.
17
Un número reducido de estudios han testado el alisamiento del resultado a través
de LLP en una muestra que reúne diferentes países del mundo mediante la metodología
de datos de panel (Laeven y Majnoni, 2003; Fonseca y González, 2008; Bushman y
Williams, 2009).
Laeven y Majnoni (2003) en una muestra de 45 países desarrollados y emergentes
durante 1988-1999 obtienen que en media los diferentes países alisan el resultado. No
obstante, los resultados de regresiones por regiones revelan que existen diferencias entre
regiones en cuanto al cumplimiento de la hipótesis de alisamiento. Sin embargo, en
regiones como Europa y Estados Unidos se obtiene evidencia de alisamiento del
resultado independientemente de que el modelo de LLP sea estático o dinámico.
Además para analizar el patrón cíclico de las dotaciones a la provisión para fallidos,
incorporan dos nuevas variables que influyen negativamente en LLP: el crecimiento de
los préstamos y el crecimiento real en el PIB per cápita. La primera indica que en
periodos de crecimiento de los préstamos se han dotado menos LLP. La segunda
muestra que durante las fases de recesión económica se incrementa la dotación a la
provisión para préstamos fallidos. Estos resultados revelan que los diferentes países no
siguen un comportamiento anticíclico según el cual se incrementa LLP en etapas de
expansión para cubrir pérdidas en épocas de recesión.
Fonseca y González (2008) para 40 países en el periodo 1995-2002 y Bushman et
al. (2009) para 23 países durante 1995-2006 también encuentran un coeficiente positivo
en el resultado antes de impuestos, y por tanto, los países en media alisan el resultado a
través de LLP. Además Fonseca y González (2008) al realizar regresiones para cada
país, corrobora que existen diferencias en el cumplimiento de la hipótesis entre países.
Estos autores plantean un modelo dinámico de LLP donde se introducen retardos de la
variable dependiente como en Laeven y Majnoni (2003) y lo estiman mediante el
estimador del método generalizado de los momentos (GMM). Por el contrario, el
modelo de Bushman et al. (2009) se estima mediante Mínimos cuadrados ordinarios
(MCO) al ser un modelo estático. Ambos incorporan, además de variables que forman
parte del componente no discrecional de LLP, el cambio en el PIB per cápita. Su
influencia negativa en LLP es coherente en que los bancos dotan mayores provisiones
para fallidos cuando la tendencia del ciclo económico es decreciente, y por ende,
confirman el efecto procíclico de LLP.
18
3. Objetivo e Hipótesis
Nuestro trabajo pretende dar respuesta a las siguientes cuestiones de
investigación:
1. Los bancos y cajas españoles alisan resultados a través de las dotaciones a la
provisión para créditos fallidos?
2. La dotación para créditos fallidos asimismo sirve para gestionar el nivel de capital
regulatorio?
3. La provisión genérica por morosidad creada en tiempos de bonanza ¿reduce el
impacto de la dotación por morosidad en tiempos de crisis permitiendo un
comportamiento anticíclico?
En consecuencia planteamos las siguientes hipótesis apoyadas en los resultados
obtenidos en trabajos antecedentes, la mayoría de ellos realizados en contexto
anglosajón.
H1: Las entidades de depósito españolas alisan resultados a través de la dotación a la
provisión para créditos fallidos.
La evidencia de alisamiento del resultado a través de LLP es mixta. Existen un
gran número de investigaciones de Estados Unidos que han encontrado una relación
positiva entre LLP y el resultado antes de impuestos y dotaciones por morosidad (Alali
y Jaggi, 2010; Lobo y Yang, 2001; Greenwalt y Sinkey, 1988). Otras investigaciones,
también han encontrado evidencia de alisamiento del resultado (Ma, 1988; Wahlen,
1994; Collins et al., 1995; Bhat, 1996; Kim y Kross, 1998; Niswander y Swanson, 2000;
Beatty et al., 2002; Kanagaretman et al., 2003; Rivard et al., 2003; Laeven y Majnoni,
2003; Kanagaretman et al., 2004; Anandarajan et al., 2007; Fonseca y González, 2008;
Bushman et al., 2009). Aunque más reducidas, otras investigaciones no han encontrado
evidencia de alisamiento (Moyer, 1990; Scheiner, 1991; Wetmore y Brick, 1994; Beatty
et al., 1995; Ahmed et al.,1999 y Kwak et al., 2009).
19
En entidades de depósito españolas, Anandarajan et al. (2003) en el periodo
1986-1995 documentan una relación positiva entre los resultados antes de impuestos y
dotaciones por morosidad y LLP. Pérez et al. (2008) en el periodo 1986-2002,
encuentran una relación positiva entre el resultado operativo neto y la dotación a la
provisión genérica y específica. Sin embargo, no existe ningún estudio español que
analice la hipótesis de alisamiento del resultado a través de LLP tras la entrada en vigor
de las NIIF en 2005 bajo la reforma normativa CBE 4/2004 y recoja el impacto de la
reforma del sistema de provisiones en LLP.
Puesto que la mayoría de la investigación previa apoya que los gerentes alisan el
resultado a través de LLP y según Pérez et al. (2008) se sigue manipulando tras la
adopción de la antigua provisión estadística en el año 2000. Nosotros esperamos que
las entidades de depósito españolas tras la nueva provisión genérica o dinámica alisen el
resultado a través de LLP.
H2: Las entidades de depósito españolas no gestionan el nivel de capital regulatorio a
través de la dotación a la provisión para créditos fallidos.
Existen investigaciones que han relacionado LLP con la ratio de capital Tier I
antes y después del Acuerdo de Basilea de 1989 y la evidencia es mixta. Moyer (1990);
Beatty et al. (1995); Kanagaretman et al. (2004) encuentran una relación negativa entre
LLP y la ratio de capital Tier I, y por tanto, evidencia de gestión del capital a través de
LLP previo a 1989. Ello es coherente en que los bancos con ratios de capital bajo,
incrementaban LLP, y así las reservas para préstamos fallidos, para aumentar la ratio de
capital Tier I y cumplir los requisitos de capital regulatorio. Sin embargo, Collins et al.
(1995) y Lobo y Yang (2001) encontraron una relación positiva e incoherente con la
gestión del capital.
Con la implantación del Acuerdo de Basilea en otros países, un incremento en LLP ya
no produce un incremento en la ratio de capital Tier I, sino que solo puede aumentar
Tier II con un límite, y por tanto la ratio de capital Total. Alali y Jaggi (2010); Ahmed
et al. (1999) y Kim y Kross (1998) encuentran que los bancos infracapitalizados
disminuyen el uso de LLP para manipular las ratios de capital, puesto que mayores LLP
pasan a tener un efecto negativo en Tier I ratio. Por otro lado, Kwak et al. (2009)
20
encuentran una relación negativa y significativa entre el componente discrecional de
LLP (DLLP) y la ratio de capital. Esta relación indica que los bancos con bajo capital
incrementan DLLP, pero ello no origina aumento en la ratio de capital, por tanto, esta
relación negativa no es coherente con la gestión del capital. Otras investigaciones no
encuentran relación entre ambas variables tras el Acuerdo de Basilea I (Bushman y
Williams, 2009 y Kanagaretman et al. 2004).
En España la implantación del Acuerdo de Basilea I tiene lugar a diferencia de
otros países, en 1992. Anandarajan et al. (2003) encuentran que las entidades de
depósito españolas no gestionan el capital a través de LLP tras 1992. Asimismo, Pérez
et al. (2008)12 para el periodo 1986-2002 no encuentran influencia significativa de la
ratio de capital total al inicio del periodo en LLP aunque si obtienen influencia negativa
y significativa de la ratio de capital total al final del año. Ellos consideran que esta
relación negativa sería evidencia de gestión del capital si la reserva para préstamos
fallidos genérica formara parte de Tier II, al no ser así, las entidades no gestionan el
capital. Sugieren que una relación positiva entre el Capital Total y LLP sería evidencia
de gestión del capital.
No se tiene conocimiento de estudio español que analice si se gestiona el capital a
través de LLP tras el Acuerdo de Basilea II. Este Acuerdo propone la definición de la
ratio de capital basada en distintos conceptos de riesgo, en especial con la incorporación
del riesgo operacional. 13
H3: Las entidades de depósito españolas alisan más el resultado en el periodo de crisis
financiera que en el periodo de bonanza.
Wetmore y Brick (1994) encuentran que en el año 1987 se incrementaron LLP a
consecuencia de la situación desfavorable de los préstamos y el periodo de crisis
financiera.
12
A diferencia de otros estudios ellos consideran que en España, con respecto a otros países, las reservas
para préstamos fallidos genéricas ya no forman parte de Tier II desde el año 2005. De forma similar a
otros países, estas reservas no formaban parte de Tier I tras la aplicación de Basilea I.
13
Sin embargo, por el retraso en la implantación de Basilea II y con la muestra disponible, nos
referiremos por ahora a Basilea I.
21
Laeven y Majnoni, 2003; Fonseca y González, 2008; Bushman y Williams, 2009
y Pérez et al.2008 para entidades de depósito españolas en el periodo 1986-2002,
demuestran que LLP se incrementan cuando llegan las recesiones económicas en lugar a
lo deseado, durante las fases de expansión. Esto es indicativo de que las entidades no
siguen un comportamiento anticíclico en cuanto al reconocimiento de LLP, lo que
origina que en fases de recesión se agrave la situación económica y se acentúe el
resultado negativo de las entidades de depósito.
Cuestionamos la eficacia de la provisión por morosidad genérica en evitar la
profundización de la crisis y de forma coherente con la literatura previa, nosotros
esperamos que durante el periodo de crisis las entidades de depósito españolas
incrementen LLP.
A diferencia de Pérez et al. 2008, nosotros analizamos el efecto de la nueva
provisión dinámica bajo la reforma normativa CBE 4/2004 para corroborar que su
carácter anticíclico no se manifiesta en la práctica en una reducción del impacto de la
dotación por morosidad en tiempos de crisis.
Alali y Jaggi (2010) demuestran en bancos estadounidenses que durante el
periodo de crisis 2007-2008 se ha incrementado el alisamiento del resultado a través de
LLP. Sin embargo, Pérez et al. (2008) durante el periodo 1986-2002 no encuentran
diferencia significativa en la magnitud de alisamiento entre periodos de expansión y
recesión para el caso español. Siguiendo al estudio más reciente, nosotros también
esperamos mayor alisamiento en el periodo de crisis.
A diferencia de los estudios anteriores nosotros introducimos una dummy crisis
para conocer el signo de la influencia en LLP y un efecto interacción entre la variable
resultado y la dummy crisis para examinar si la magnitud del alisamiento del resultado
en el periodo de crisis es mayor.
22
4. Diseño de la investigación
4.1. Selección de la muestra y datos
La muestra inicial comprende todos los bancos comerciales y cajas de ahorros
españolas con estados financieros individuales o consolidados durante el periodo 20052009. Además se recoge información del año 2004 para la determinación de los saldos
iniciales de los créditos morosos, provisión para préstamos fallidos (reserva) y aquellas
variables en diferencias, como el cambio en el total de préstamos y el cambio en los
créditos morosos con respecto al año anterior.
Después de ajustes, la muestra final para el estudio se compone de 231
observaciones año-entidad durante el periodo 2005-2009. De las cuales 70 pertenecen a
bancos comerciales y 161 a cajas de ahorros. El número de observaciones se reduce
progresivamente y de forma moderada en el periodo de estudio fundamentalmente a
consecuencia del número de fusiones entre cajas.
Con la finalidad de contar con el mayor número de entidades de depósito
españolas nuestro estudio incluye a las entidades que elaboran estados financieros
consolidados o individuales. La mayoría de las investigaciones previas se basan en
estados financieros consolidados.No obstante, también existen estudios estadounidenses
que usan exclusivamente información no consolidada, como es el de Greenwald y
Sinkey (1988), Collins et al. (1995), Niswander et al. (2000), Alali y Jaggi (2010).
Hemos establecido una variable adicional para controlar este efecto.
Toda la información ha sido obtenida de la base de datos Bankscope facilitada por
Bureau van Dijk Electronic Publishing (BvDEP). Esta base de datos ha sido también
empleada por Bushman y Williams (2009) y Fonseca y González (2008) en
investigaciones con muestras de diferentes países.
La información financiera de Bankscope está proporcionada por Fitch Ratings y
compilada predominantemente del balance de situación, la cuenta de resultados y las
notas de los informes anuales auditados.
23
De la estructura económica de los balances de las entidades de depósito se ha
obtenido la información de las variables: activos totales, préstamos totales, créditos
morosos o non-performing loans, provisión para préstamos fallidos o loan loss reserve.
De la estructura financiera la correspondiente al total de depósitos, total de pasivos y
fondos propios. En la cuenta de resultados se obtiene la información de las dotaciones a
la provisión para préstamos fallidos y el beneficio antes de impuestos. Mientras que de
las notas de la cuentas anuales se recoge la información de las cancelaciones de
préstamos netas de recuperaciones, el Capital Tier I y la ratio de Capital Tier I.
4.2. Modelo y variables
Con el objetivo de testar si los gerentes de las entidades de depósito están usando
LLP para alisar el resultado se puede optar básicamente por dos procedimientos usados
en la literatura. El primero consiste en llevar a cabo un análisis en dos etapas como en
Ma, 1988; McNichols and Wilson, 1988; Beatty et al.1995; Beaver y Engel, 1996;
Kanagaretman et al. 2003; Kwak et al. 2009. En la primera etapa se estima el
componente no discrecional de LLP, que normalmente está formado por el saldo inicial
de los créditos morosos, el cambio en los créditos morosos y el cambio en el total de
préstamos según previas investigaciones (Kim y Kross, 1998; Beaver y Engel, 1996;
Beatty et al.1995; Wahlen, 1994). El residuo de esta regresión recoge el componente
discrecional de LLP, el cual pasa a ser la variable dependiente en la segunda etapa.
Como variables independientes se introduce
el resultado antes de impuestos y
dotaciones a la provisión, el capital y el resto lo constituyen variables de control. Sin
embargo, el inconveniente del análisis en dos etapas es que subestima el valor absoluto
de los coeficientes de la regresión en la segunda etapa (Goldberger, 1961). Con el fin de
evitar este problema, nosotros no optaremos por un análisis en dos etapas y usaremos un
modelo de regresión simple para testar la hipótesis de alisamiento del resultado. De esta
forma, la variable dependiente recoge la dotación a la provisión total para créditos
fallidos o LLP.
El método de estimación del modelo de dotación a la provisión para créditos
fallidos es Mínimos Cuadrados Ordinarios (MCO). La mayoría de investigación previa
ha empleado este método para testar la hipótesis de alisamiento del resultado a través de
LLP. Estudios como los de Wahlen (1994), Ahmed et al. (1999), Lobo y Yang (2001)
24
han demostrado empíricamente que estimando el modelo de LLP mediante la
especificación de efectos fijos se obtiene los mismos resultados que estimando el
modelo mediante MCO. Además, Lobo y Yang (2001) encuentran que el poder
explicativo no difiere apenas entre ambas especificaciones.
Para reducir la posible multicolinealidad asociada a ecuaciones que contienen
efectos principales y efectos interacción, nosotros siguiendo a Aiken y West (1991)
centramos a la media las variables continuas.
El modelo empírico de estimación de LLP basado en pérdidas esperadas es el
proporcionado en la ecuación (1):
LLPit = α + β1 ∆LOANit + β2 ∆NPLit + β3 NPLit-1 + β4 LCOit + β5 LLAit-1 + β6 RISKit
+ β7 EBTPit + β8 TIERIit + β9 D_CRISIS it + β10 SIZEit + β11 LO/DEit + β12 EQ/TAit
+ β13 D_TYPEit + β14 D_CONSit + ε it
(1)
Para testar si existe mayor alisamiento del resultado en periodo de crisis, nosotros
incluimos en el modelo de LLP el efecto interacción EBTP*D_CRISIS. La ecuación (2)
recoge el Modelo 2 de estimación de LLP al incluir el efecto interacción.
LLPit = α + β1 ∆Loanit + β2∆NPLit + β3 NPLit-1 + β4 LCOit + β5 LLAit-1 + β6 RISKit + β7 EBTPit
+ β8 TIERIit + β9 D_CRISIS it + β10 EBTPit*D_CRISIS it + β11 SIZEit + β12 LO/DEit
+ β13EQ/TAit + β14 D_TYPEit+ β15 D_CONSit + εit
(2)
Las definiciones de las variables se indican en la tabla 1. Como se observa, a
excepción de las ratios, la variable tamaño y las dummies, el resto de variables son
escaladas por los activos totales para reducir los potenciales problemas de la
heterocedasticidad. Esta variable ha sido también usada para deflactar en Pérez et al.
(2008); Kim y Kross (1998) y Wetmore y Brick (1994).
25
Tabla 1. Definiciones de las variables
Variables
Definición
Signo
previsto
Variable
Dotación a la provisión para créditos fallidos escalada por los activos totales para el
dependiente: LLPit
banco "i" en el año "t"
Cambio en el valor del total de préstamos escalado por los activos
∆ LOANit
+/totales para la entidad "i" en el año "t"
Cambio en el valor del total de créditos morosos escalado por los
+
∆ NPLit
activos totales para la entidad "i" en el año "t"
Saldo inicial de los créditos morosos escalado por los activos totales
NPLt-1
+
para la entidad "i" en el año "t"
Cancelaciones de préstamos netas de recuperaciones escaladas por los
LCOit
+
activos totales para la entidad "i" en el año "t"
Saldo inicial de la provisión o reserva para préstamos fallidos escalada
LLAt-1
+/por los activos totales para la entidad "i" en el año "t"
Activos ponderados por riesgo escalados por los activos totales para la
RISKit
+
entidad "i" en el año "t"
Resultado antes de impuestos y dotaciones a la provisión para
EBTPit
+
préstamos fallidos escalado por los activos totales para la entidad "i"
en el año "t"
Ratio de Capital Tier I basada en el riesgo para la entidad "i" en el año
+/TIERIit
"t"
Variable dummy que toma el valor 1 para el periodo 2008-2009 y 0
D_CRISISit
+
para el periodo 2005-2007
EBTP*D_CRISISit
Efecto interacción entre la variable EBTPit y D_CRISISit
+
SIZEit
El logaritmo natural del total de activos de la entidad "i" en el año "t"
+/-
LO/DEit
EQ/TAit
D_TYPEit
D_CONSit
Ratio de total de préstamos sobre el total de depósitos para la entidad
"i" en el año "t"
Ratio de fondos propios sobre el total de activos para la entidad "i" en
el año "t"
Variable dummy que toma el valor 1 cuando la entidad de depósito es
una caja de ahorros y 0 cuando es un banco comercial.
Variable dummy que toma el valor 1 cuando la entidad de depósito
consolida y 0 cuando no consolida
+
+
+/-
Entre las variables que forman el componente no discrecional de LLP se
encuentran: el cambio en el total de préstamos (∆LOAN), el cambio en los créditos
morosos (∆NPL), el saldo inicial en los créditos morosos (NPL), las cancelaciones netas
de préstamos (LCO), el saldo inicial de la provisión o reserva para créditos fallidos
(LLA) y al que incorporamos el riesgo de la cartera de préstamos (RISK). En el
componente discrecional de LLP además de recoger el resultado antes de impuestos y
dotaciones a la provisión para fallidos (EBTP) y la ratio de capital Tier I (TIERI) se
incorpora la dummy crisis (D_CRISIS) y el efecto interacción (EBTP*D_CRISIS)
26
introducido en la ecuación 2. El resto de variables del modelo lo constituyen variables
de control.
Nosotros ahora explicamos las razones para la inclusión de las siguientes
variables en el modelo.
1. Variables del componente no discrecional de LLP
• El cambio en el total de préstamos (∆LOAN)
Se calcula como el saldo final en el total de préstamos (total loans) menos su
saldo inicial (LOANit - LOANit-1).´
El cambio en el total de préstamos puede influir en el nivel de LLP dado que LLP
es una variable flujo. Su signo esperado no se puede determinar a priori con certeza
dado que existe incertidumbre en la calidad de los nuevos préstamos. Por ejemplo, Lobo
y Yang (2001), Laeven y Majnoni (2003) y Kanagaretman et al. (2004) consideran que
su influencia es inesperada y obtienen una influencia negativa en LLP. Sugieren que
esta relación se fundamenta en una mejora de la calidad de los nuevos préstamos. Por el
contrario, existen investigaciones que sugieren y obtienen que ante un incremento en el
total de préstamos, las entidades de depósito tendrán que incrementar LLP para tener en
cuenta el riesgo adicional (Alali y Jaggi 2010; Fonseca y González 2008). Otros
también esperaban influencia positiva y sin embargo obtienen negativa (Beaver y Engel,
1996). En resumen, el signo esperado es incierto.
• El cambio en los créditos morosos (∆NPL)
Se calcula como el saldo final en los créditos morosos (non-performing loans)
menos su saldo inicial (NPLit - NPLit-1).
Esta variable fue introducida por Wahlen et al. (1994) e indica que incrementos en
los créditos morosos es indicativo de mayores cancelaciones de préstamos y mayores
LLP. Además, Wetmore y Brick (1994) la emplean como proxy de las condiciones
económicas, puesto que esta variable se incrementa con el declive económico. Otros
27
estudios también encuentran una influencia positiva (Alali y Jaggi 2010; Bushman y
Williams 2009; Kwak et al. 2009; Kanagaretman et al. 2004; Kanagaretman et al. 2003;
Beatty et al. 2002; Lobo y Yang 2001; Niswander y Swanson 2000; Ahmed et al. 1999;
Kim y Kross 1998; Beatty et al. 1995; Collins et al. 1995; Wahlen et al.1994). Por tanto,
se espera una relación positiva entre LLP y el cambio en los créditos morosos (∆NPL).
• El saldo inicial en los créditos morosos (NPL)
La variable en niveles también se incluye dado que Wahlen et al. (1994) explica
que los créditos morosos del año anterior nos predicen los créditos morosos de este
periodo. De forma que a mayores son los créditos morosos del año anterior, mayores
serán los de este periodo y por ende, mayor será LLP. Por tanto, es de esperar una
relación positiva entre
los créditos morosos (NPL) y LLP (Alali y Jaggi 2010;
Kanagaretman et al. 2004; Kanagaretman et al. 2003; Lobo y Yang 2001; Kim y Kross
1998; Collins et al. 1995; Wahlen et al.1994).
• Las cancelaciones de préstamos netas de recuperaciones (LCO)
Esta variable mide todos los préstamos que se cancelan al ser considerados
incobrables menos aquellos dados en baja en ejercicios anteriores y que son
recuperados. Nosotros usamos las cancelaciones de préstamos netas de recuperaciones
(loan charge-offs net of recoveries) como proxy de las cancelaciones de préstamos netas
futuras. De forma que a mayores son las cancelaciones actuales se prevén mayores
pérdidas de préstamos y se procederá a un incremento de LLP. Por tanto es de esperar
una relación positiva entre LCO y LLP (Alali y Jaggi, 2010; Bushman y Williams,
2009; Kanagaretman et al., 2004; Lobo y Yang, 2001; Kim y Kross, 1998; Beaver y
Engel, 1996; Wetmore y Brick, 1994).
• El saldo inicial de la provisión para préstamos fallidos (LLA)
El saldo inicial de la provisión o reserva para préstamos fallidos (loan loss
allowance) recoge el saldo de LLP del año anterior.
La literatura previa ha encontrado evidencia mixta sobre el signo de su influencia.
La práctica contable sugiere que las dotaciones a la provisión para fallidos del año
28
anterior se relacionan negativamente con las del año actual. Por tanto, a mayores LLP
del año anterior, mayor es la provisión o reserva para préstamos fallidos del año anterior
y menor será LLP del periodo actual. Según este razonamiento se espera una relación
negativa entre LLA y LLP (Kanagaretman 2004; Lobo y Yang 2001; Beatty et al. 1995;
Wahlen 1994). Collins et al. (1995) encontró una relación negativa, pero no
significativa. Por otro lado, Beatty et al. (2002) sugiere que a mayores son las reservas
para préstamos fallidos del año anterior debido a mayores LLP, indican mayores
pérdidas de préstamos, por lo que LLP será mayor. Existen estudios que apoyan este
argumento y encuentran una relación positiva entre LLA y LLP (Bushman y Williams
2009, Kwak et al.2009; Fonseca y González 2008; Beatty et al. 2002; Niswander y
Swanson 2000). En definitiva, la relación esperada entre LLA y LLP puede ser negativa
o positiva.
• El riesgo de la cartera de activos (RISK)
Nosotros medimos el riesgo de la cartera de activos con la proxy activos
ponderados por riesgo. Esta variable la hemos calculado a través de la ratio de capital
Tier I. De forma que los activos ponderados por riesgo es el cociente entre el Capital
Tier I y la ratio Tier I en tanto por uno.
A mayor es el riesgo de la cartera de activos, existen más posibilidades de que el
riesgo se materialice en pérdidas de créditos, y por tanto, de un incremento en LLP.
Alali y Jaggi (2010) obtienen que aquellos bancos con activos ponderados por
riesgo igual o superior a la mediana de la muestra dotan mayores LLP que aquellos con
activos por debajo de ésta. Nosotros esperamos que la relación entre LLP y el riesgo de
la cartera de activos sea positiva.
2. Variables del componente discrecional de LLP
• El resultado antes de impuestos y LLP (EBTP)
Siguiendo a Wetmore y Brick (1994) recogemos la variable resultado antes de
impuestos y dotaciones a la provisión para créditos fallidos escalada por el total de
activos. Esta variable se calcula como el resultado antes de impuestos más la dotación a
la provisión para créditos fallidos.
29
Como muestra la mayoría de la literatura previa nos centraremos en esta variable
para testar el alisamiento del resultado. Un coeficiente positivo en la variable será
indicativo de que los gerentes de las entidades de depósito usan LLP para alisar el
resultado y podremos dar evidencia del cumplimiento de la hipótesis de alisamiento.
• La ratio de capital Tier I (TIERI)
La ratio de capital Tier I es calculada como el cociente entre el Capital Tier I y los
activos ponderados por riesgo.
Nosotros incluimos esta ratio para examinar si no se gestiona el nivel de capital
regulatorio a través de LLP.
• La crisis financiera (D_CRISIS)
A través de la Dummy crisis examinamos si los gerentes de las entidades de
depósito incrementan LLP en el periodo de crisis, de forma coherente con un
comportamiento procíclico de LLP, o por el contrario, ejercen un comportamiento
diferenciado o anticíclico al disminuir LLP durante la crisis financiera.
La crisis financiera comenzó a percibirse en España de forma notoria sobre el
segundo semestre del 2007 a consecuencia del estallido de la burbuja inmobiliaria de
Estados Unidos. Al no disponer de información semestral, hemos procedido a definir
los años 2008 y 2009 como periodo de crisis financiera, siendo el periodo previo a la
crisis el periodo que abarca 2005-2007.
• Interacción entre EBTP y D_CRISIS
El propósito del efecto interacción entre el resultado antes de impuestos y
dotación a la provisión para créditos fallidos (EBTP) y la dummy crisis (D_CRISIS) es
testar si hay mayor alisamiento del resultado durante la crisis financiera actual que en el
periodo previo de bonanza. Por tanto, nosotros esperamos que la relación entre LLP y
los resultados antes de impuestos y antes de LLP (EBTP) sea más positiva durante el
periodo de crisis financiera en relación al periodo de expansión. En definitiva, si la
relación entre EBTP*D_CRISIS y LLP es positiva y significativa.
30
La incorporación de este efecto interacción supone una contribución al desarrollo
del modelo de LLP.
3. Variables de control:
• El tamaño (SIZE)
Siguiendo a la literatura previa el tamaño lo vamos a medir como el logaritmo
natural del total de activos. Nosotros incluimos esta variable para controlar la influencia
en LLP de las diferencias en el tamaño de las entidades de depósito.
La hipótesis de costes políticos planteada por Watts y Zimmerman (1986)
establece que los bancos de mayor tamaño son los que generalmente informan mayores
beneficios, están más supervisados y bajo mayores costes políticos. Por tanto, Moyer
(1990) sugiere que como a mayor tamaño de la entidad, mayor es el resultado y los
costes políticos, se dotarán mayores LLP.
La variable tamaño ha sido utilizada como variable de control en algunos
estudios, sin embargo su influencia es mixta. Anandarajan et al. (2003) sugieren que los
bancos más grandes al tener mayor volumen de negocio están más expuestos al riesgo
de impago y posiblemente tengan que dotar mayores LLP. Por el contrario, Pérez et al.
(2008) sugieren que las entidades con mayor tamaño al tener la cartera de crédito más
diversificada podrían disminuir LLP.
Entre aquellos estudios que han encontrado una relación positiva y significativa
entre LLP y tamaño se encuentran Alali y Jaggi (2010), Beatty et al. (2002), Kim y
Kross (1998). Sin embargo, Bhat (1996) encuentran una relación negativa y
significativa. Otros como Bushman y Williams (2009), Kwak et al. (2009), Pérez et al.
(2008) y Anandarajan et al. (2003) no encuentran evidencia de que el tamaño de la
entidad ejerza influencia significativa en LLP.
• La ratio de préstamos sobre depósitos (Lo/De)
Nosotros calculamos esta ratio como el cociente entre los préstamos brutos (gross
loan) y el total de depósitos (total deposits).
31
Greenwalt y Sinkey (1988) incluyen en el modelo de LLP la ratio de préstamos
totales sobre el total de activos como proxy de la política de préstamos del banco. Ellos
obtienen una influencia positiva y muy significativa, lo que es indicativo de que cuanto
mayor es la ratio, la política de préstamos se considera más agresiva, y por tanto, se
deberá de tener mayores LLP. Pérez et al. (2008) incluyen esta ratio como medida del
perfil de riesgo del banco. Encuentran que cuanto mayor es la ratio, los directores de los
bancos son más tolerantes al riesgo, lo que les lleva a incrementar la dotación a la
provisión específica y genérica.
La ratio de préstamos sobre depósitos, es utilizada como proxy de la política de
préstamos del banco por Bhat (1996). Dada la influencia positiva de esta ratio en LLP
es indicativa de que cuando los préstamos brutos superan a los depósitos la política de
préstamos es agresiva y se incrementarán LLP. Kwak et al. (2009) y Kanagaretman et
al. (2003) también encuentran influencia significativa y positiva al 1% de nivel en LLP.
Por tanto, la relación esperada entre la ratio de créditos sobre depósitos y LLP será
positiva.
Puesto que la ratio de préstamos sobre depósitos (loan-to-deposit ratio) es la ratio
de liquidez que recibe mayor atención en el mercado es la que procederemos a incluir
en nuestro modelo.
• La ratio de fondos propios sobre el total de activos (EQ/TA)
Esta ratio es calculada como el cociente entre los fondos propios (Equity) y el
total de activos (Total assets).
Bhat (1996) obtiene que aquellos bancos con una ratio de fondos propios sobre
activos alta tienen menores LLP como proporción del total de préstamos. Sin embargo,
los bancos con una ratio de fondos propios sobre activos baja tienden a tener activos
arriesgados. Clair (1992) atribuye esto a la hipótesis de riesgo moral. Según esta
hipótesis, los bancos con una gran cantidad de fondos propios en activos son probables
que reduzcan su exposición al riesgo teniendo estándares de crédito altos. Los bancos
con ratio de fondos propios sobre activos alta tienden a tener menores pérdidas de
crédito, y por tanto, tendrán que dotar menores LLP. Según este argumento nosotros
32
esperamos que la relación entre LLP y la ratio de fondos propios sobre activos sea
negativa.
• El tipo de entidad de depósito (D_TYPE)
Esta variable de control recoge el efecto en LLP del tipo de entidad de depósito,
bien se trate de un banco comercial o de una caja de ahorros.
En el estudio español de Anandarajan et al. (2003) se introduce una variable
dummy para controlar las posibles diferencias entre bancos comerciales y entidades de
depósito. Ambas entidades realizan prácticamente las mismas actividades, no obstante,
mientras que las cajas son instituciones de naturaleza privada con finalidad
fundacional, los bancos comerciales son sociedades anónimas. Ellos obtienen que los
bancos comerciales disminuyen en mayor medida LLP que las cajas de ahorros. A
diferencia de ellos, nosotros definimos la dummy con valor 1 cuando la entidad de
depósito es una caja de ahorros y 0 cuando es un banco. Esto se debe a que en los
informes financieros anuales las cajas de ahorros presentan una tasa de morosidad
mayor que los bancos comerciales. Por esta razón, es de esperar que las cajas de ahorros
alcancen mayores pérdidas de préstamos y consecuentemente tengan que dotar mayores
LLP en relación a los bancos. Nosotros esperamos que el coeficiente de esta variable
sea positivo.
• Los estados financieros (D_CONS)
Para controlar si las entidades depositarias elaboran
estados financieros
consolidados o individuales incluimos la dummy D_CONS. La relación esperada entre
D_CONS y LLP podrá ser positiva o negativa.
33
5. Resultados
5.1. Estadísticos descriptivos
La tabla 2 contiene los estadísticos descriptivos de las entidades de depósito
españolas en el periodo 2005-2009. Además, consideramos relevante presentar en la
tabla 3 la media y la desviación típica para las entidades de depósito en el periodo de
expansión (2005-2007) y en el periodo de crisis financiera (2008-2009). Las variables
son deflactadas por los activos totales, a excepción de las ratios, las dummies, la
variable tamaño (SIZE) y la variable total de activos (ASSETS), la cual viene expresada
en Euros.
Los descriptivos se van a comparar con los presentados por Pérez et al. (1998) en
el periodo 1986-2002 para entidades de depósito españolas; siendo éste el estudio
español más reciente que también deflacta las variables por el total de activos. La tabla
3 muestra que la media del total de activos de las entidades de depósito españolas es de
60.757.680 €, con valores que oscilan entre los 566.800 € y 1.110.529.500 €.
La variable dependiente de nuestro estudio, la dotación a la provisión para
créditos fallidos (LLP), representa un valor medio del 0,4 % del total de activos, igual a
la media de la dotación a la provisión por morosidad específica y genérica de Pérez et
al. (2008). De un incremento medio del total de préstamos sobre el total de activos
(∆LOAN) del 8,7%, los créditos morosos experimentan un incremento medio (∆NPL)
del 0,6%. La media de los créditos morosos (NPL) es igual al 0,8% del total de activos,
bastante inferior al 1,99% de Pérez et al. (2008). Del mismo modo, las cancelaciones
netas de préstamos sobre el total de activos (LCO) muestran un valor medio inferior del
0,1%.
Las entidades españolas tienen en media una ratio de capital TIER I del 8,3%, que
duplica el nivel de capital regulatorio mínimo del 4% exigido en Basilea y pone de
manifiesto su alta solvencia. No obstante, el nivel de capital es inferior al 10,01 %
presentado en Pérez et al. (2008). El resultado antes de impuestos y dotaciones tiene un
valor medio del 1,3%, inferior al 1,42 % de Pérez et al. (2008).
34
En la tabla 2 se puede observar como LLP, que presenta un valor medio del 0,3%
en el periodo de expansión, se duplica en la crisis financiera en consonancia a nuestra
hipótesis. También se puede observar como el crecimiento en los préstamos (∆LOAN)
se contrae en el periodo de crisis, variando de un crecimiento medio del 12,3% al 1,4%
del total de activos. También los créditos morosos (NPL) se incrementan
sustancialmente en el periodo de crisis, de un valor medio del 0,1% sobre el total de
activos al 1,3%. Así como las cancelaciones netas de préstamos (LCO) se duplican.
Soportan menores activos de riesgo (RISK) en el periodo 2008-2009 por la caída de las
inversiones y la consecuente caída generalizada de las cotizaciones de los títulos.
Como era de esperar, las entidades de depósito presentan menores resultados antes
de impuestos y dotaciones para créditos fallidos (EBTP) durante la crisis financiera. En
lo que respecta a la ratio de Capital Tier I (TIERI) tendría que estar en niveles entre el
10% y el 12% para afrontar la crisis financiera.
Tabla 2. Estadísticos descriptivos para el total de la muestra en el periodo 2005-2009.
Variable
ASSETS (€)
Media
Desv. típ.
Mín.
25%
Mediana
75%
Máx.
60.757.680 154.563.815 566.800 8.216.600 13.759.300 42.801.301 1.110.529.500
LLPit
0,004
0,002 -0,0003
0,0025
0,0035
0,0053
0,0099
∆ LOANit
0,087
0,067 -0,0885
0,0306
0,1003
0,1373
0,2227
∆ NPLit
0,006
0,008 -0,0081
0,0002
0,0019
0,0094
0,0309
NPLt-1
0,008
0,008
0,00
0,0034
0,0050
0,0083
0,0486
LCOit
0,001
0,002
-0,008
0,0002
0,0006
0,0015
0,0086
LLAt-1
0,013
0,004 0,00009
0,0107
0,0125
0,0148
0,0276
RISKit
0,706
0,142
0,1656
0,6640
0,7298
0,7946
0,9236
EBTPit
0,013
0,005
0,0016
0,0102
0,0124
0,0154
0,0388
TIERIit
0,083
0,025
0,00
0,07
0,08
0,09
0,20
SIZEit
16,742
1,360 13,2478
15,9217
16,4372
17,5721
20,8281
LO/DEit
1,42
0,358
0,04
1,23
1,42
1,61
2,3
EQ/TAit
0,07
0,0271
0,00
0,06
0,06
0,08
0,25
Todas las variables están en tanto por 1, excepto SIZE que está en logaritmo.
Definiciones de las variables en la Tabla 1.
35
Tabla 3. Estadísticos descriptivos para el periodo
antes y después de la crisis financiera
Variable
ASSETS
(miles de €)
Periodo antes de la
crisis (2005-2007)
n= 157
Periodo de crisis
(2008-2009) n=74
Media
Media
Desv. típ.
131.337 80.061
194.557
51.659
LLPit
Desv. típ.
0,003
0,002
0,006
0,002
∆ LOANit
0,123
0,046
0,014
0,035
∆ NPLit
0,001
0,003
0,015
0,008
NPLt-1
0,005
0,004
0,013
0,011
LCOit
0,001
0,001
0,002
0,002
LLAt-1
0,012
0,003
0,015
0,004
RISKit
0,723
0,150
0,669
0,115
EBTPit
0,014
0,005
0,012
0,005
TIERIit
0,081
0,026
0,088
0,021
SIZEit
16,65
1,32
16,94
1,43
LO/DEit
1,408
0,368
1,446
0,336
EQ/TAit
0,073
0,026
0,064
0,028
Todas las variables están en tanto por 1, excepto SIZE que está en logaritmo.
Definiciones de las variables en la tabla 1.
5.2. Análisis Univariante
La tabla 4 presenta los coeficientes de correlación de Spearman entre las variables
del modelo de estimación de LLP.
El coeficiente de correlación del resultado antes de impuestos y dotaciones a la
provisión para créditos fallidos (EBTP) es positivo (ρ=0,26) y significativo al 1% de
nivel, de forma coherente con la hipótesis de alisamiento del resultado a través de LLP.
LLP está negativamente relacionada con la ratio de Capital Tier I a un nivel de
significatividad del 5%, lo que es incoherente con la gestión del capital a través de LLP.
El coeficiente de correlación de la Dummy Crisis (D_CRISIS) es positivo (ρ=0,49) y
significativo al 1%, indicando que en el periodo de crisis LLP se incrementan.
En cuanto a las variables relativas al componente no discrecional de LLP, el
cambio en el total de préstamos (∆ Loan) influye negativamente y de forma significativa
al 1% de nivel en LLP. De forma coherente con la literatura previa, el cambio en los
créditos morosos (∆NPL), el saldo inicial de los créditos morosos (NPL), las
36
cancelaciones netas de préstamos (LCO) y el saldo inicial de la provisión para
préstamos fallidos (ALL) influyen de forma positiva y significativa al 1% en LLP. A
pesar de contar con el signo esperado, el riesgo de la cartera de activos no influye
significativamente.
En lo que respecta a las variables de control, el tamaño de la entidad (SIZE), y la
ratio de préstamos sobre depósitos (LO/DE), con coeficientes de correlación de 0,18 y
0,23 respectivamente, influyen positivamente y con un nivel de significatividad del 1%.
Además, si la entidad de depósito elabora estados consolidados influye al 10% de nivel
en LLP. La ratio de fondos propios sobre activos (EQ/TA) y el tipo de entidad de
depósito (D_TYPE) presentan el signo esperado pero no resultan significativas.
En cuanto a las correlaciones entre las variables explicativas del modelo,
encontramos que solo existe una alta correlación entre unas pocas variables. La Dummy
Crisis (D_CRISIS) se correlaciona con un ρ= -0,76 con el cambio en el total de
préstamos (∆ Loan) y con el cambio en los créditos morosos (∆NPL) con un ρ=0,75. La
correlación entre los créditos morosos (NPL) y la reserva para préstamos fallidos (LLA)
es positiva y alta (ρ=0,71) como sugiere la literatura previa y como se demuestra en
Lobo y Yang (2001). El resto de correlaciones entre las variables son similares a
estudios previos. La multicolinealidad entre las variables se trata de reducir centrando a
la media las variables del modelo como se comentó anteriormente.
5.3. Resultados y Discusión
La tabla 5 muestra los resultados obtenidos de la estimación de la dotación a la
provisión para créditos fallidos (LLP) basada en pérdidas esperadas. El Modelo (1) se
corresponde con la ecuación (1) anteriormente presentada. El Modelo (2) se
corresponde con la ecuación (2) en la que se incluye el efecto interacción EBTP*
D_CRISIS.
Tabla 5. Regresión de la Dotación a la provisión para fallidos
(2005-2009)
Variable
dependiente: LLPit
Signo
previsto
Modelo (1)
37
Modelo (2)
Constante
+/-
∆ LOANit
+
-0,064 (-0,694)
- 0,009(-0,099)
∆ NPLit
+
0,275 (3,277)***
0,274 (3,485)***
NPLt-1
+
0,174(2,075)**
0,299 (3,637)***
LCOit
+
0,174 (2,996)***
0,124 (2,242)**
LLAt-1
+/-
-0,097 (-1,027)
-0,031 (-0,343)
RISKit
+
0,026 (0,270)
0,018 (0,203)
EBTPit
+/-
0,501 (7,303)***
0,356 (5,056)***
TIERIit
+/-
-0,229(-2,773)***
-0,216 (-2,795)***
D_CRISISit
+
0,287 (2,894)***
0,318 (3,421)***
EBTP*D_CRISISit
+
SIZEit
+/-
-0,135 (-2,116)**
-0,123 (-2,062)**
LO/DEit
+
0,005 (0,079)
0,005 (-0,089)
EQ/TAit
-
-0,038 (-0,493)
-0,049 (-0,675)
D_TYPEit
+
+0,049 (0,841)
0,024 (0,439)
D_CONSit
+/-
0,238 (3,959)***
0,209 (3,690)***
24,83***
28,17***
0,642
0,687
(-5,103)***
(-4,529)***
0,291 (5,047)***
Estadístico- F
2
R Ajustada
2
∆ en R
0,043***
Niveles de significatividad: *** 0,01, ** 0,05,* 0,10. Estadístico t entre paréntesis.
38
Tabla 4. Matriz de correlaciones de Spearman
Variable
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
1. LLPit
2. ∆LOANit
-0,28c
3. ∆NPLit
0,58c
-0,58c
4. NPLit-1
0,49c
-0,41c
0,34c
5. LCOit
0,49c
-0,31c
0,37c
0,50c
6. LLA it-1
0,54c
-0,40c
0,44c
0,71c
0,44c
7. RISKit
0,11
0,43c
-0,13a
-0,04
-0,12a
0,30c
8. EBTPit
0,26c
0,31c
-0,10
-0,06
0,21c
0,03
0,30c
9. TIERIit
-0,15b -0,35c
-0,02
0,04
-0,08
-0,07
-0,32c
0,13b
10. D_CRISISit
0,49c
-0,76c
0,75c
0,48c
0,40c
0,48c
-0,30c
-0,24c
0,20c
11. SIZEit
0,18c
-0,04
0,13a
-0,04
0,41c
-0,16
-0,27c
0,16b
-0,16b
0,10
c
c
c
0,05
0,42c
c
12. LO/DEit
0,23
0,07
0,21
0,06
0,29
0,08
0,08
-0,03
-0,41
13. EQ/TAit
-0,10
0,40c
-0,21c
-0,15b
-0,23c
-0,05
0,42c
0,46c
0,34c
-0,27c
-0,19c
-0,27c
14. D_TYPEit
0,10
0,08
0,07
0,04
-0,18a
0,04
0,19c
-0,14b
-0,11
0,03
-0,13b
-0,05
0,26c
0,06
b
c
0,00
0,01
15. D_CONSit
a
0,11
0,14
-0,04
0,01
0,00
Nivel de significatividad: c p≤0,01; b0,01<p≤0,05; a0,05<p≤0,10.
Definiciones de las variables en Tabla 1
0,10
-0,21
c
-0,31
c
a
0,13
0,21
0,37c
En conjunto los resultados muestran como el modelo 1 es significativo
globalmente al 1% de nivel con un estadístico F de 24,83. La R2 ajustada indica que el
modelo explica aproximadamente el 64% de la variación de LLP, por lo que su poder
explicativo se considera alto. Examinando los factores de inflación de la varianza (FIV)
para la regresión del Modelo 1 se obtiene un valor máximo de 5,11 que es bastante
inferior a 10. Ello indica que no existen problemas de multicolinealidad incluso con
muchas variables.
De las variables empleadas para estimar el componente no discrecional de LLP
obtenemos que el cambio en los créditos morosos (∆ NPL), el saldo inicial en los
créditos morosos (NPL) y las cancelaciones de préstamos netas de recuperaciones
(LCO) influyen positivamente y significativamente en LLP; siendo el cambio en los
créditos morosos (∆ NPL) y las cancelaciones de préstamos netas de recuperaciones
(LCO), las variables que mejor explican el componente no discrecional de LLP con una
significatividad del 1% . El saldo inicial de los créditos morosos influye al 5% de nivel.
La influencia positiva del cambio en los créditos morosos (∆ NPL) en LLP
significa que un incremento en los créditos morosos origina un aumento de LLP en
coherencia con las investigaciones previas (Alali y Jaggi, 2010; Bushman y Williams,
2009; Kwak et al., 2009; Kanagaretman et al., 2004; Kanagaretman et al., 2003; Beatty
et al., 2002; Lobo y Yang, 2001; Niswander y Swanson, 2000; Ahmed et al.,1999; Kim
y Kross, 1998; Beatty et al.,1995; Collins et al.,1995 y Wahlen et al.,1994). Además se
confirma que los créditos morosos del año anterior (NPL) nos informan de los créditos
morosos futuros, puesto que NPL influye positivamente en LLP (Alali y Jaggi, 2010;
Kanagaretman et al., 2004; Lobo y Yang, 2001; Collins et al., 1995; Wahlen et al.,
1994). También demostramos que cuanto mayores son las cancelaciones de préstamos
netas de recuperaciones del periodo actual (LCO), mayor es LLP ya que se asocia con
mayor nivel de riesgo futuro. Así corroboramos la relación positiva entre LCO y LLP
encontrada con anterioridad
(Alali y Jaggi, 2010; Bushman y Williams, 2009;
Kanagaretman et al., 2004; Lobo y Yang, 2001; Kim y Kross, 1998; Beaver y Engel,
1996; Wetmore y Brick, 1994).
Por el contrario, no encontramos influencia significativa del cambio en el total de
préstamos (∆ LOAN) en LLP al igual que Kim y Kross (1998) y Wetmore y Brick
(1994). Aunque en teoría pueda parecer contradictoria que la dotación de provisiones
para insolvencias, en especial la genérica, no esté relacionada con la concesión de
nuevos préstamos; en la práctica, la dotación genérica suele estar supeditada a que la
entidad obtenga o no durante el ejercicio resultados (EBTP) positivos y elevados.
Teniendo en cuenta que las pérdidas por insolvencias realizadas puedan cubrirse
con los saldos existentes de la provisión genérica, la decisión de dotar provisiones para
insolvencias resulta ser discrecional a juicio de la gerencia.
El saldo inicial de la provisión o reserva para préstamos fallidos (LLA) presenta
un signo negativo que es coherente con Kanagaretman, 2004; Lobo y Yang, 2001;
Beatty et al., 1995 y Wahlen, 1994, pero no resulta ser significativo como en Collins et
al. (1995).
A pesar de que el coeficiente del riesgo de la cartera de activos (RISK) es positivo
como en Alali y Jaggi (2010), no es estadísticamente significativo.
Con respecto a las variables discrecionales de LLP, el coeficiente de la variable
resultado antes de impuestos y LLP (EBTP) es positivo y significativo al 1%, lo que no
nos permite rechazar H1. Esta relación implica que cuando EBTP es alto los gerentes de
las entidades de depósito incrementan LLP y cuando EBTP es bajo disminuyen LLP, de
forma que se consigue alisar el resultado. Este hallazgo es coherente con la hipótesis de
alisamiento del resultado a través de LLP demostrada en investigaciones previas (Ma,
1988; Greenwalt y Sinkey, 1988; Wahlen, 1994; Collins et al., 1995; Bhat, 1996; Kim y
Kross, 1998; Niswander y Swanson, 2000; Lobo y Yang, 2001; Beatty et al., 2002,
Kanagaretman et al., 2003, Rivard et al., 2003; Laeven y Majnoni, 2003; Kanagaretman
et al., 2004; Anandarajan et al., 2007; Fonseca y González, 2008; Bushman et al., 2009;
Alali y Jaggi, 2010).
Esta relación también sugiere que los gerentes de las entidades de depósito
posponen el reconocimiento de una parte del resultado actual a través de un incremento
en LLP cuando el resultado es alto. En sentido opuesto, cuando el resultado es bajo,
disminuyen LLP y toman prestado resultado del periodo siguiente en el que el resultado
41
sea alto. Los resultados también son coherentes con Anandarajan et al. (2003) que
encontraron que las entidades de depósito españolas alisan el resultado a través de LLP.
También lo son con Pérez et al. (2008) que encuentran alisamiento del resultado
tras la aplicación de la provisión estadística en el año 2000. Sin embargo, ambos
estudios se centraron en un periodo de estudio previo a la adaptación de la normativa
bancaria a las NIIF.
Encontramos el coeficiente de la ratio de capital Tier I (TIERI) es negativo y
significativo al 1%, lo que es indicativo de que las entidades de depósito con menor
capital incrementan LLP; por lo que no rechazamos la hipótesis H2 referente a la no
gestión del capital a través de LLP. Los resultados son coherentes con Anandarajan et
al. (2003), Pérez et al. (2008) y Kwak et al. (2009), quienes no encuentran evidencia de
gestión del capital tras el Acuerdo de Basilea. Mayores LLP implican menores
resultados retenidos durante el periodo y la consecuente disminución del numerador de
la ratio Tier I (Pérez et al., 2008). En definitiva, no existe justificación conceptual ni
contable de la relación entre el capital regulatorio Tier I y LLP.
No obstante, en los Comités del Banco de España se ha debatido como demanda
de los bancos la consideración de la provisión genérica en el Tier II.14 Sin embargo, esto
no es consistente conceptualmente y podría tener efectos indeseables en los tiempos de
crisis al consumirse la provisión genérica. Sin embargo esta relación negativa es
coherente con Kwak et al. (2009), quienes encuentran que los bancos japoneses con
menor capital incrementan el componente discrecional de LLP. Sin embargo, es
contraria con los estudios de Alali y Jaggi (2010); Ahmed et al. (1999); Kim y Kross
(1998), que sí encuentran evidencia de gestión del capital a través de LLP.
Como esperábamos, la dummy crisis influye positivamente en LLP, siendo el
nivel de significatividad muy elevado (1%). Ello nos informa de que en el periodo de
crisis financiera (2008-2009) LLP se incrementa significativamente con respecto al
periodo de bonanza (2005-2007) y por tanto, pone de manifiesto que el reconocimiento
de LLP es procíclico y agrava la situación del sistema bancario y de la crisis financiera.
14
Antes de la reforma de la CBE 4/2004 para la adopción de las NIIF, los fondos para riesgos generales
computaban en la Tier II.
42
Este hallazgo es coherente con Wetmore y Brick (1994), puesto que ellos
demuestran que en un año de crisis crediticia se incrementaron LLP. Así como también
lo es con los estudios de Laeven y Majnoni, 2003; Fonseca y González, 2008; Bushman
y Williams, 2009 y Pérez et al. (2008) según los cuales en las fases de caída del PIB pc
se incrementa LLP. Además nuestro estudio corrobora los hallazgos de Pérez et al.
(2008) obtenidos antes de la reforma de la CBE 4/2004 según los cuales el
reconocimiento de LLP es procíclico tras la aplicación de la provisión estadística del
año 2000. Este comportamiento pone en entredicho el carácter anticíclico de la
provisión por morosidad genérica basada en incrementar LLP en tiempos de bonanza en
base a las pérdidas esperadas para en tiempos de recesión usar las reservas para fallidos
como amortiguador. Implica que la nueva provisión dinámica bajo la Circular del BDE
4/2004 no reduce el impacto de la dotación por morosidad en el periodo de crisis
financiera actual. Una limitación del trabajo es considerar conjuntamente la provisión
específica y genérica.
En definitiva, nuestros hallazgos confirman que las entidades de depósito
españolas tras la entrada en vigor de las NIIF en España a través de la CBE 4/2004
alisan el resultado a través de LLP. Además se señala que en el periodo de crisis lo
hacen a través de un incremento en LLP.
En lo que respecta a las variables de control, el tamaño de la entidad de depósito
(SIZE) influye de forma negativa y significativa al 5% de nivel en LLP de forma
coherente con Bhat (1996). Nosotros corroboramos el argumento de Pérez et al. (2008)
de que las entidades de mayor tamaño al tener la cartera de crédito diversificada dotan
menos provisiones para créditos fallidos.
El coeficiente de la variable de control (D_CONS) también es positivo y
significativo, e indica que las entidades de depósito que elaboran estados financieros
consolidados informan mayores LLP en relación a aquellas que elaboran estados
financieros individuales.
La ratio de préstamos sobre depósitos (LO/DE) a diferencia del análisis
univariante pasa a ser no significativa manteniendo el signo positivo. La ratio de fondos
43
propios sobre activos (EQ/TA) y el tipo de entidad de depósito (D_TYPE) resultan ser
no significativas a pesar de tener el signo esperado.
En la última columna de la Tabla 5 se muestra el Modelo 2. Este recoge la
estimación de LLP incluyendo el efecto interacción EBTP*D_CRISIS. El Modelo 2
también es significativo globalmente al 1% de nivel dado un estadístico F con valor
28,17. La R2 ajustada del modelo 2 presenta un valor de 68,7%, siendo el cambio en la
R2 con respecto al Modelo 1 sin efecto interacción de 0,043. El cambio en la R2 ajustada
es estadísticamente significativo al 1% de nivel, lo que nos informa que la inclusión del
efecto interacción EBTP*D_CRISIS mejora significativamente el poder explicativo del
modelo de LLP. Además, el Factor de Inflación de la Varianza máximo del Modelo 2 es
5,13, bastante inferior a 10. Los resultados del modelo 2 apenas difieren de los
comentados para el Modelo 1, no obstante, se pueden apreciar algunos cambios.
El coeficiente del saldo inicial de los créditos morosos (NPL) se vuelve más
significativo en el Modelo 2, influyendo positivamente y al 1% de nivel sobre LLP. Ello
lo hace en detrimento del coeficiente de las cancelaciones netas de préstamos (LCO),
que disminuye su significatividad a un 5% de nivel.
Finalmente, el coeficiente del efecto interacción EBTP*D_CRISIS es positivo y
significativo al 1%. Esta relación positiva evidencia que los directores de las entidades
de depósito alisan más el resultado a través de LLP durante el periodo de crisis
financiera (2008-2009) que en el periodo de expansión (2005-2007). Esta conclusión es
coherente con Alali y Jaggi (2010), quienes demuestran que la magnitud del coeficiente
de la variable resultado pre-manipulado es mayor durante el periodo de crisis
comparado con el periodo antes de la crisis. Sin embargo, es contraria a que no existe
diferencia significativa en la magnitud de alisamiento entre periodos de expansión y
recesión como sugiere Pérez et al. (2008) en el periodo 1986-2002.
44
6. Conclusiones
Las características particulares del sistema de provisiones español y la adaptación
de la normativa bancaria española a las NIIF a través de la CBE 4/2004 nos lleva a
examinar si los bancos y cajas españoles alisan el resultado y gestionan el capital
mediante LLP en el periodo 2005-2009. Nosotros contribuimos al Debate de la reforma
de la IAS 39 por el IASB, examinando si la actual provisión dinámica del BdE con
carácter anticíclico tiene realmente un efecto anticíclico que permite reducir el impacto
de LLP en tiempos de crisis. Asimismo analizamos si el incentivo de los gerentes de las
entidades a alisar el resultado es mayor durante el periodo de crisis 2007-2009 mediante
el uso de un efecto interacción. Adicionalmente, nosotros consideramos una gran
variedad de posibles factores explicativos de LLP.
Los resultados muestran que el poder explicativo del modelo de LLP es alto y sus
hallazgos son coherentes con los de la literatura previa.
Se confirma que las entidades de depósito españolas alisan el resultado a través de
LLP en el periodo 2005-2009 como medio de manipulación de las cifras de resultados.
Ello indica que los gerentes de las entidades incrementan LLP cuando el resultado es
alto y las disminuyen cuando éste es bajo. Además implica que tras la adaptación de la
normativa bancaria a las NIIF, basadas en la calidad de la información y por ende, en la
calidad del resultado, las entidades de depósito españolas manipulan las cifras de
resultados. Durante este periodo entre los objetivos principales para alisar el resultado
se encuentra el de reducir la volatilidad del resultado para transmitir estabilidad a los
inversores.
Sin embargo, no se obtiene evidencia del uso de LLP para gestionar el nivel de
capital regulatorio tras el Acuerdo de Basilea; puesto que cuando el capital es bajo un
incremento en LLP no origina un incremento en la ratio de capital Tier I, ni en Tier II en
caso de que se utilizara la ratio de Capital Total. Sin embargo, al igual que Pérez et al.
(2008) se pone de manifiesto la influencia significativa del capital regulatorio en la
determinación de LLP.
45
Nuestros resultados revelan como durante el periodo de crisis financiera se
incrementan significativamente LLP con respecto al periodo de expansión de forma
coherente con un comportamiento procíclico de LLP. A pesar de que la provisión
genérica española tiene como objetivo reducir el impacto de LLP en tiempos de crisis
para mitigar la prociclicidad, no consigue evitar la profundización de la crisis. Este
comportamiento pone en entredicho el carácter anticíclico de la provisión por
morosidad genérica y por tanto, cuestiona la eficacia de la provisión dinámica en el
reconocimiento temprano de las pérdidas y en mitigar la prociclicidad. Con estos
hallazgos contribuimos al debate de la reforma de la IAS 39 basada en la sustitución de
un modelo de estimación de las pérdidas por insolvencias basado en pérdidas incurridas
en uno basado en pérdidas esperadas.
Además encontramos evidencia significativa de que durante el periodo de crisis
financiera los gerentes de las entidades de depósito alisan más el resultado que en el
periodo de expansión. Así como que el alisamiento se lleva a cabo mediante un
incremento en LLP durante el periodo de crisis. Nosotros sugerimos varios factores que
explican estos hallazgos.
Aunque la provisión genérica española tenga carácter anticíclico, como la
estimación del deterioro de la cartera de activos financieros es calculada en base a los
niveles de riesgo históricos, y a lo que se añade el efecto de dos crisis simultáneas, una
crisis financiera e inmobiliaria, ha originado que no se dotaran las suficientes dotaciones
en periodos de bonanza para afrontar un riesgo de crédito tan elevado. De ahí, que en el
periodo de crisis se incrementen LLP en mayor medida.
En segundo lugar, el comportamiento actual de los gerentes es conservador, y una
vez que los grandes bancos españoles han remontado su resultado, tienden a hacer una
cobertura de las pérdidas por morosidad para transmitir fiabilidad sobre su solvencia.
En tercer lugar, en tiempos de crisis se contrae la concesión de los créditos y los
préstamos que se conceden son de mayor calidad, lo que sugiere una disminución de
LLP. Por ello, la variable incremento en el total de préstamos (∆LOAN) resulta ser no
significativa en el modelo al no guardar coherencia con la obtención de mayores LLP en
tiempos de crisis. Otra explicación adicional a la no relación entre LLP y ∆LOAN
46
resulta ser que en la práctica las entidades en lugar de establecer la dotación a la
provisión por morosidad genérica en función del volumen de créditos concedidos lo
hacen en función del nivel de resultados al final del año.
En definitiva, la provisión dinámica española con carácter anticíclico pone de
manifiesto una serie de limitaciones para el IASB, su reconocimiento temprano de las
pérdidas de crédito no usa la información estadística para predecir las pérdidas de
crédito futuro, sino que se basa en información histórica. Además esta provisión, pese a
que puede ayudar a mitigar la prociclicidad, no consigue mitigarla por completo.
Finalmente encontramos que las cajas de ahorros dotan significativamente más
dotaciones a la provisión para créditos fallidos que los bancos por ser mayores sus
créditos morosos.
El estudio cuenta con una limitación importante. El incremento del número de
fusiones y absorciones que ha tenido lugar en los últimos años, ha reducido el número
de observaciones disponibles para realizar el estudio.
47
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