1 efecto de la crisis financiera en el alisamiento del

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EFECTO DE LA CRISIS FINANCIERA EN EL ALISAMIENTO DEL RESULTADO A
TRAVÉS DE LAS PROVISIONES POR MOROSIDAD. FACTORES EXPLICATIVOS TRAS
LA REFORMA NORMATIVA CBE 4/2004
Isabel Martínez Conesa
Profesor del Departamento de Economía Financiera y Contabilidad
Facultad de Economía y Empresa de la Universidad de Murcia, España
Cristina Arnau Belando
Facultad de Economía y Empresa de la Universidad de Murcia, España
Mercedes Palacios Manzano
Profesor del Departamento de Economía Financiera y Contabilidad
Facultad de Economía y Empresa de la Universidad de Murcia, España
Pedro Soto Acosta
Profesor del Departamento de Organización de Empresas
Facultad de Economía y Empresa de la Universidad de Murcia, España
Área temática: A) Información financiera y Normalización Contable
Palabras Claves: Alisamiento del resultado bancos, efecto procíclico de provisión por
morosidad, IFRS 39, manipulación del capital regulatorio, CBE 4/2004
1
EFECTO DE LA CRISIS FINANCIERA EN EL ALISAMIENTO DEL RESULTADO A
TRAVÉS DE LAS PROVISIONES POR MOROSIDAD. FACTORES EXPLICATIVOS TRAS
LA REFORMA NORMATIVA CBE 4/2004
RESUMEN
En este trabajo analizamos el alisamiento del resultado y del capital regulatorio a
través de las provisiones por morosidad en bancos y cajas españoles en el periodo 20052009. La propensión del sistema financiero a profundizar los ciclos económicos se ha visto
exacerbada por el reconocimiento de la morosidad basado en pérdidas incurridas, lo que
ha provocado la reforma de la IAS 39 para proponer un modelo de provisión genérica
basado en pérdidas esperadas. España dispone de un modelo de estas carácteristicas
adaptado a las IFRS a través de CBE 4/2004. Tratamos de evidenciar si en tiempos de
crisis 2008-2009 la dotación a la provisión ofrece un comportamiento anticíclico.
Adicionalmente, consideramos una gran variedad de posibles factores explicativos del
riesgo de crédito. Los resultados evidencian que
las dotaciones a la provisión para
créditos fallidos (LLP) se incrementan durante la crisis financiera actual de forma
significativa, por lo que, aunque los resultados son coherentes con la hipótesis de
alisamiento, la profundidad de la crisis financiera no había sido prevista por los directivos.
El trabajo pretende contribuir al debate sobre el papel de las provisones para insolvencias
basada en pérdidas esperadas, en la reforma de la norma 39 del IASB.
2
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 (IFRS) 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.
La oportunidad y relevancia del tema se basa en que el caso español fue
considerado paradigma al inicio de la actual crisis financiera; se argumentaba que el
sistema de dotaciones a la morosidad español ha ofrecido a estos un colchón anticíclico
para cobertura de pérdidas, una posición más robusta frente a sus homologos europeos.
Si unimos a esto la reciente incluisión en el acuerdo de Basilea III de un colchón
anticíclico, el debate se traslada a cómo debiera ser este, por lo que entendemos resulta
especialmente relevante analizar el caso español.
Es por ello que la reforma de la IAS 39 plantea la consideración de un modelo de
estimación de dotación a la provisión para préstamos fallidos (Loan loss provision, en
adelante LLP) 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
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´´.
3
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 desde la perspectiva del supervisor y los
mercados se basa en tres aspectos (Saurina, 2009): 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
prociclicidad2 que origina la actuación de los bancos por sí solos y la intervención de los
reguladores y finalmente permite mejorar la solidez de las entidades de depósito y del
sistema bancario en su conjunto. Una clara confusión del objetivo de ahorro y
capitalización con el concepto de calidad del resultado.
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 IFRS a través de la
Circular del Banco de España (CBE) 4/2004 se modificó el sistema de provisiones para
préstamos fallidos español recogido en el Anejo IX de la Circular del Banco España
4/1991, pero se mantuvo la filosofía. 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 IFRS. 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). La provisión genérica o dinámica se dota en base al volumen de
créditos concedidos y no en base a eventos incurridos, y en su filosofía guarda similitud
con la actual propuesta del IASB sobre la adopción de un modelo de deterioro basado en
pérdidas esperadas.
En Abril 2011 el IASB está completando la segunda fase de la reforma de la IAS 39
con el documento Financial Instruments: Impairment en base a la sustitución de un modelo
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.
4
de
deterioro
de
pérdidas
incurridas
en
uno
basado
en
pérdidas
esperadas.
Simultaneamente 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 regulado por la CBE 4/2004 y por ende la
previsión de una cobertura genérica de las pérdidas sobre operaciones vigentes, evidencia
carácterísticas distintas en el alisamiento del resultado y el capital en periodos de
expansión y de recesión a través de la provisión por morosidad. Una regulación detallada
incluida en el Anejo IX CBE 4/2004 que cuestionamos si limita la discrecionalidad de los
gerentes para alisar resultados y capital, o por el contrario la provisión genérica por
definición lo promueve.
No obstante, en el Debate sobre la reforma de la IFRS 39, se ha cuestionado 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, de acuerdo con la Teoría de
la Agencia, teoría de la firma, de las señales y de los costes políticos, esta discrecionalidad
puede ser utilizada para obetener beneficios privados manipulando el resultado. 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 este sentido, parece alinearse intereses del
supervisor bancario, de los directivos de los bancos e incluso de los inversores en
mercados de capitales frente al concepto contable de calidad que no es consistente con el
alisamiento.
Dado que no existe evidencia en España del impacto de la crisis en el alisamiento de
resultados y capital a través de la provisión por morosidad, 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 anticipa la teoría, la provisión para fallidos generica y
específica tiene un efecto anticíclico y por tanto, en tiempos de crisis 2008-2009 la
provisión ofrece un comportamiento diferenciado. Examinamos si los gerentes de las
5
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 IFRS
por medio de la CBE 42004, las entidades de depósito españolas alisan el resultado a
través de LLP. Asímismo, no se obtiene evidencia de que las entidades de depósito
españolas gestionen el capital a través de LLP. Las dotaciones a la provisión para créditos
fallidos (LLP) se incrementan durante la crisis financiera actual de forma significativa. Ello
pone de manifiesto la incapacidad de los directivos para prever la profundidad de la crisis
así como la
falta de racionalidad de techo establecido máximo establecido para la
provisión genérica. De esta forma, parece que la norma bancaria permite expresamente el
alisamiento, pero hasta unos límites. 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 en las entidades de depósito Españolas y la reforma de la
IAS 39.
El resto de este trabajo está organizado como se indica. En la Sección 2, se
presenta el marco teórico y la justificación de la investigación. La Sección 3 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 4,
y en la Sección 5 las
conclusiones.
2. Factores determinantes del alisamiento de resultados y capital en bancos.
En el marco de la Teoría de la Agencia y de las señales, son muchas y variadas las
razones por las que los directivos de los bancos encuentran motivación en gestionar el
resultado y capital regulatorio; en general son incentivos regulatorios y de mercado (Bhat,
1996). 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 también más volátiles que
influyen en las decisiones de los inversores. Se trata de que los resultados se encuentren
6
entre los límites establecidos, y una vez conseguido, se pretende aumentar el nivel de
resultados para incrementar la remuneración del directivo (Healy,1985). Otros trabajos
sugieren que el mantenimiento del nivel de dividendos estimula el carácter discrecional por
parte de los directivos (Greenwalt y Sinkey,1988), o aumentar el resultado futuro para
reducir el posible despido del director (Kanagaretman et al., 2003).
La hipótesis de partida es que los bancos establecen unos objetivos en cuanto a
niveles de resultado neto y capital regulatorio que satifacen a los inversores y el organismo
regulador, y el mecanismo de provisiones genérico y específico (LLP) ofrece el marco
discrecional oportuno para gestionarlos.
Así mismo analizaremos si existe un
comportamiento diferencial entre bancos y cajas debida a la distinta estructura de capital.
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 tras la adopción de las IFRS por la CBE4/2004?
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?
La evidencia de alisamiento del resultado a través de la provisión por morosidad
(Loan Loss Provisión, en adelante LLP) soporta la tesis de alisamiento, aunque hay
resultados
contradictorios
y
las
metodologías
son
diversas.
Gran
número
de
investigaciones en bancos estadounidenses han encontrado una relación positiva entre
LLP y el resultado antes de impuestos y dotaciones por morosidad, evidenciando
alisamiento del resultado. Desde los pioneros Ma (1988) y Greenwalt y Sinkey (1988) se
ha desarrollado un modelo de estimación de los componentes no discrecionales de LLP,
incorporando más y más variables que tienen que ver con el riesgo de morosidad (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). La mas reciente el trabajo de Alali y Jaggi, 2010.
7
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).
En entidades de depósito españolas, Anandarajan et al. (2003) en el periodo 19861995 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. Creemos que la nueva regulación CBE 4/2004 y la nueva configuración del
Anejo X adaptadas a las IFRS justifica investigar sobre las bondades anticíclicas que
defienden los responsables del Banco de España, inclusive ante el IASB; no existe ningún
estudio español que analice la hipótesis de alisamiento del resultado a través de LLP tras
la entrada en vigor de las normas internacionales del IASB en 2005 bajo la reforma
normativa CBE 4/2004 y recoja el impacto de la reforma del sistema de provisiones por
insolvencia en la actual crisis financiera.
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 regulada en
CBE 4/2004 alisen el resultado a través de LLP.
Nuestra segunda cuestión de investigación pretende evidenciar que si tras la reforma
de Basilea I que elimina LLP del cálculo del Tier I, los directivos de bancos españoles no
utilizan LLP para gestionar el capital regulatorio debido a que no tienen incentivos.
Investigaciones basicamente en el contexto americano han relacionado LLP con la ratio de
capital TIER I antes y después del Acuerdo de Basilea de 1989 y la evidencia es mixta en
ambos casos.
En el contexto americano y previo a la adopcion de Basilea I en el 89, 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. Ello es coherente con 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.
8
Tras la implantación del Acuerdo de Basilea I3, un incremento en LLP ya no produce
un incremento en la ratio de capital Tier I, sino que solo puede aumentar TIER II, y por
tanto la ratio de capital Total. Alali y Jaggi (2010); Ahmed et al. (1999) y Kim y Kross (1998)
encuentran una relación positiva y significativa entre LLP y Tier I indicativa de gestión del
capital regulatorio; 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 I ratio.
Por el contrario, Kwak et al. (2009) 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 y efectivamente elimina la provisión para morosidad de TIER I. Sin
embargo, computa en TIER II el saldo contable de la cobertura genérica determinada de
acuerdo con la Circular 4/2004 correspondiente al riesgo de insolvencia de los clientes, es
decir, ligada a las pérdidas inherentes o no asignadas específicamente por deterioro del
riesgo de crédito de clientes, cuando estos correspondan a carteras a las que se aplique el
método estándar, en la parte que no excede del 1,25% de los riesgos ponderados que
hayan servido de base para el cálculo de la cobertura4.
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)5 para el
3
El Acuerdo de Basilea I 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 . Pasaría a
formar parte del Capital Tier II hasta un máximo del 1,25 % de los activos ponderados por riesgo.
4
Adicionalmente se incluirá el exceso que se produzca entre la suma de las correcciones de valor por
deterioro de activos y de las provisiones por riesgos relacionadas con las exposiciones calcualdas de
acuerdo al método IRB y las pérdidas esperadas correspondientes a las mismas, en la parte que no
supere el 0,6% de las exposiciones ponderaras por riesgo calculadas de acuerdo con el citado
método.
5 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.
9
periodo 1986-2002 no encuentran influencia significativa de la ratio de capital total al inicio
del periodo en LLP; como medida de robustez encuentran influencia negativa y
significativa de la ratio de capital total al final del año y LLP. Justifican que esta relación
negativa sería evidencia de gestión del capital si la reserva para préstamos fallidos
genérica formara parte de TIER I, al no ser así, la influencia es una consecuencia del
efecto LLP en el resultado por lo que entiende que las entidades no gestionan el capital.
Sin embargo, a nuestro parecer es necesario distinguir en la hipótesis de
alisamiento del capital entre los dos tipos de provisiones: en el caso de la provisión
genérica no tiene influencia en TIER I ya que se basa en riesgo futuro y la provisión no se
incluye en el capital regulatorio; sin embargo, la provisión específica se relaciona con el
reconocimiento de la morosidad; pese a las detalladas normas del BE, los bancos
mantienen cierto grado de libertad en la clasificación de un activo como moroso y por
tanto, un incremento en la provisión tendría influencia negativa en el ratio de capital porque
indirectamente se asocia al incremento de los activos ponderados por riesgo. Por ello, la
verdadera manipulación viene de mano de la declaracion de morosidad
a través de
operaciones reales.
La tercera cuestión de investigación cuestiona la eficacia anticiclica de la provisión
por morosidad genérica. De forma coherente con la literatura previa, nosotros esperamos
que durante el periodo de crisis las entidades de depósito españolas incrementen LLP con
un efecto procíclico de la provisión específica. Sin embargo, la eficacia de la provisión
generica en anular el tradicional efecto prociclico implicaría que la variable crisis no
resultara significativa. Las dotaciones realizadas en tiempos de bonanza servirían de
colchón para la cobertura de las pérdidas de créditos en èpocas de recesión.
Referido al comportamiento específico de la provisión, 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. Laeven y Majnoni, 2003;
Fonseca y González, 2008; Bushman y Williams, 2009
demuestran que LLP se
incrementan cuando llegan las recesiones económicas, evidenciando un comportamiento
procíclico; lo que origina que en fases de recesión se agrave la situación económica y se
acentúe el resultado negativo de las entidades de depósito.
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
10
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 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. A diferencia también 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.
4. Diseño de la investigación
4.1. 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 (DLLP), 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.
Encontramos inconvenientes en el análisis en dos etapas ya 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 optamos por un análisis en una etapa con un
modelo de regresión simple para testar la hipótesis de alisamiento del resultado. De esta
11
forma, la variable dependiente recoge la dotación a la provisión total (genérica y
específica) 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) 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 = a + ß1 ? LOANit + ß2 ? NPLit + ß3 NPLit-1 + ß4 LCOit + ß5 LLAit-1 + ß6 RISKit
+ ß7 EBTPit + ß8 Iit + ß9 D_CRISIS it + ß10 SIZEit + ß11 LO/DEit + ß12 EQ/TAit
+ ß13 D_TYPEit + ß14 D_CONSit + e 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 = a + ß1 ? Loanit + ß2? NPLit + ß3 NPLit-1 + ß4 LCOit + ß5 LLAit-1 + ß6 RISKit + ß7 EBTPi + ß8
Iit + ß9 D_CRISIS it + ß10 EBTPit*D_CRISIS it + ß11 SIZEit + ß12 LO/DEit + ß13EQ/TAit + ß14 D_TYPEit+
ß15 D_CONSit + eit
(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).
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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"
Iit
Ratio de Capital I basada en el riesgo para la entidad "i" en el año "t"
+/-
D_CRISISit
Variable dummy que toma el valor 1 para el periodo 2008-2009 y 0
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
+
+
+/-
La variable dependiente (LLP) incluye la dotación total: generica y específica, debido
a la gran interelación de ambas6. La provisión genérica, tal y como se define el el anejo IX
de la CBE 4/2004 tiene dos componentes:
6
La dotación genérica a realizar en cada ejercicio será igual a (i) la suma del resultado de
multiplicar la variación en el periodo del importe de los prestamos de cada clase de riesgo por el
parámetro a que les corresponda, más la diferencia entre (ii) el importe total de las operaciones
incluidas en cada una de las clases de riesgo al final del período (Ct) por su correspondiente parámetro
ß menos (iii) el importe de la dotación neta para cobertura específica global realizada en el periodo.
Los parámetros a y ß tienen en cuenta la pérdida inherente histórica y los ajustes para adaptarlos a las
circunstancias económicas actuales (Anejo XI CBE 4/2004).
13
1. Montante estimado de las pérdidas inherentes a los préstamos concedidos durante
el ejercicio (a?Ct ).
2. El efecto del ciclo económico en las perdidas por morosidad específicas: es la
diferencia entre el riesgo sobre la base de los datos históricos (ß) y la morosidad
aflorada durante el ejercicio. De esta forma, en época de crisis como la actual este
segundo componente es negativo.
Dotación genérica = a ?Ct + (ß Ct – dotación especifica )
En definitiva, a representa el riesgo en un ciclo neutro y ß el histórico del banco en
seis grupos de riesgo definidos en el anejo IX. Creemos necesario en una primera
aproximación estudiar el efecto conjunto ya que es el que, por definición, debe ser alisado.
Hemos de tener en cuenta que la provisión genérica no tiene mínimo, pero si máximo: 1,25
del primer componente (a ?Ct ) fijado por el supervisor bancario para evitar en épocas de
expansión crezca indifinidamente produciendo unos ratios de cobertura innecesariamente
altos (Saurina, 2009 p.15).
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
básico (TIER I); se incorpora la dummy crisis
(D_CRISIS) y el efecto interacción (EBTP*D_CRISIS) introducido en la ecuación 2. El resto
de variables del modelo lo constituyen variables de control.
Variables del componente no discrecional de LLP; son las variables que explican el riesgo
de crédito:
•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
14
(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 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 chargeoffs net of recoveries) como proxy de las cancelaciones de préstamos netas futuras. De
15
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). 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 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.
1 Variables del componente discrecional de LLP
16
•El resultado antes de impuestos y LLP (EBTP)
Siguiendo a Wetmore y Brick (1994) y otros prosteriores recogemos la variable
resultado antes de impuestos y dotaciones a la provisión para créditos fallidos escalada
por el total de activos. La literatura previa identifica esta variable como el resultado
premanipulado y su correlación con LLP testa el alisamiento del resultado. Un coeficiente
positivo en la variable será indicativo de que los gerentes de las entidades de depósito
contabilizan un mayores LLP cuando mayor es el resultado premanipulado.
•La ratio de capital I (I)
La ratio de capital TIER I es calculada como el cociente entre el Capital TIER I y los
activos ponderados por riesgo.
Incluimos TIER I en coherencia con los trabajos de Moyer (1990) Collins et alt.
(1995), Niswander y Swanson (2000) y especialmente Kim y Kross (1988); sin embargo,
estos trabajos seleccionan esta medida de capital mínima por motivos distintos al nuestro
ya que LLA a raiz de Basilea I deja de computar en TIER I y computa en TIER II. Siguendo
a Ahmed et al. (1999) la hipótesis de gestión del capital debe ser testada usando los ratios
de capital con el mínimo requerido. En España desde 2005 LLA no computa en los
recursos propios, ni básicos, ni complementarios. Por ello es importante utilizar TIER I para
comprobar esta hipótesis: la gestión del reconocimiento de un crédito moroso o no en
función de el nivel de capital regulatorio. De hecho un incremento en LLP puede dar lugar
a un menor TIER I por lo que su manipulación implica relación esperada positiva. Si
utilizaramos como variable TIER II, el efecto en el numerador del computo del resultado
neto en el capital complementario podría desvirtuar los resultados por la interacción de la
gestión del resultado y del capital .
•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. 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
17
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.
La incorporación de este efecto interacción supone una contribución al desarrollo del
modelo de LLP.
1 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.
18
•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) como proxy de la política de préstamos del
banco o medida del perfil de riesgo del banco. Cuanto mayor es la ratio, los directores de
los bancos son más tolerantes al riesgo, su política de préstamos es mas agresiva, lo que
les lleva a incrementar la dotación a la provisión.
Encuentran así una una influencia positiva y muy significativa Greenwalt y Sinkey
(1988), Bhat (1996), y Pérez et al. (2008). 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) y representa el grado de capitalización del banco.
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 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
19
diferencias entre bancos comerciales y cajas de ahorro. Ambas entidades realizan
prácticamente las mismas actividades, no obstante, mientras que las cajas son
instituciones de naturaleza fundacional, los bancos comerciales son sociedades anónimas.
Ellos evidencian mayor manipulación del resultado y el capital en los bancos que en las
cajas de ahorro debido a su mayor dependencia de la volatilidad sobre la percepción de
riesgo de los inversores. 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.
•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.
4.2. Selección de la muestra
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.
20
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.
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 allowance.
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 LLP 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 TIERI y la ratio de Capital TIER I.
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 y las dummies.
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 (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
21
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 robustez. 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).
En la tabla 2 se puede observar como LLP presenta un valor medio del 0,3% en el
periodo de expansión, que 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 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
60.757.68
0
Desv. típ.
154.563.81
5
Mín.
566.80
0
25%
8.216.60
0
Mediana
13.759.30
0
75%
42.801.30
1
Máx.
1.110.529.50
0
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
0,0002
0,0006
0,0015
0,0086
LLAt-1
0,013
0,004
-0,008
0,0000
9
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
Iit
0,083
0,025
0,00
0,07
0,08
0,09
0,20
22
16,742
1,360
13,247
8
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
SIZEit
Todas las variables están en tanto por 1, excepto SIZE que está en logaritmo.
Definiciones de las variables en la Tabla 1.
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
51.659
Desv. típ.
131.337 80.061
Desv. típ.
194.557
LLPit
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
Iit
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. Resultados
5.1. 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 (?=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
23
a través de LLP. El coeficiente de correlación de la Dummy Crisis (D_CRISIS) es positivo
(?=0,49) y significativo al 1%, indicando que en el periodo de crisis LLP se incrementan.
Tabla 4. Matriz de correlaciones de Spearman
c
Nivel de significatividad: p=0,01; b0,01<p=0,05; a0,05<p=0,10. Definiciones de las variables en Tabla 1
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 cancelaciones netas de
préstamos (LCO) y el saldo inicial de la provisión para préstamos fallidos (LLA) 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, la Dummy Crisis (D_CRISIS) se
correlaciona con un ?= -0,76 con el cambio en el total de préstamos (? Loan) y con el
cambio en los créditos morosos (?NPL) con un ?=0,75. La correlación entre los créditos
morosos (NPL) y la reserva para préstamos fallidos (LLA) es positiva y alta (?=0,71) como
Variable
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
0,26c
0,01
0,37c
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
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. Iit
-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
12. LO/DEit
0,23c
0,07
0,21c
0,06
0,29c
0,08
0,08
-0,03
-0,41c
0,05
0,42c
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
0,04
-0,04
-0,18a
0,04
0,00
0,19c
-0,14b
0,10
-0,21c
0,03
0,13a
-0,13b
-0,05
0,00
14. D_TYPEit
15. D_CONSit
0,10
0,11 a
0,08
0,06
0,07
0,14b
0,50c
0,01
-0,11
-0,31c
0,10
0,21c
24
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 modelo multivariante y Discusión
La tabla 5 muestra los resultados obtenidos de la estimación de la dotación total a la
provisión para créditos fallidos (LLP). 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 (20052009)
Variable
dependiente: LLPit
Signo
previsto
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)***
Iit
+/-
-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)
Modelo (1)
(-5,103)***
Modelo (2)
(-4,529)***
0,291 (5,047)***
25
D_CONSit
Estadístico- F
2
R Ajustada
+/-
0,238 (3,959)***
0,209 (3,690)***
24,83***
28,17***
0,642
0,687
2
? en R
0,043***
Niveles de significatividad: *** 0,01, ** 0,05,* 0,10. Estadístico t entre paréntesis.
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.
De las variables empleadas para estimar el componente no discrecional de LLP
obtenemos que el cambio en los créditos morosos (? NPL), las cancelaciones de
préstamos netas de recuperaciones (LCO) y el saldo inicial en los créditos morosos (NPL)
influyen positivamente y significativamente en LLP; especialmente las dos primeras que
resultan significativas al 1%, coherente con un sistema basado en pérdidas incurridas.
La influencia positiva del cambio en los créditos morosos (?NPL) en LLP asocia un
incremento en los créditos morosos con un aumento de la provisión (LLP) en coherencia
con las investigaciones previas en contextos donde no existe provisión genérica (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).
Los créditos morosos del año anterior (NPLt-1) nos informan de los créditos morosos
futuros, puesto que influye positivamente en LLP
coherente con Alali y Jaggi, 2010;
Kanagaretman et al., 2004; Lobo y Yang, 2001; Collins et al., 1995; Wahlen et al., 1994.
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
(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. El resultado es incoherente con el contenido del Anejo IX de
la CBE 4/2004 y asimismo con la filosofía de la dotación genérica que por definción debe
reflejar el montante estimado de las pérdidas inherentes a los préstamos concedidos
26
durante el ejercicio; entendemos que si evidencia que 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. No
obstante, los resultados son coherente con Kim y Kross (1998) y Wetmore y Brick (1994),
sin embargo estos trabajos están realizados en contexto americano donde la provisión se
basa en pérdidas realizadas. Por otro lado su relación está muy condicionada por el ciclo
económico; Bouva y Lepetit (2008) estudian si la evolución de LLP puede explicar cambios
en la política de crédito del banco a lo largo del ciclo económico y evidencian una relación
negativa y significativa entre el componente no discrecional de LLP y el incremento en el
total de préstamos del periodo, es decir, amplifica el ciclo. Los incentivos de los bancos a
dar mas créditos en fases de expansión es reforzado por la infravaloración de los costes
asociados, por el contrario frena la concesión de préstamos en épocas de recesión,
especialmente en bancos infracapitalizados. Por el contrario, no encuentra relación entre el
componente discrecional de LLP y las fluctuaciones en los créditos, por lo que defiende la
creación de una provisión dinámica para romper o compensar ese efecto procíclico de la
provisión especifica.
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).
El coeficiente del riesgo de la cartera de activos (RISK) es positivo como
esperabamos y consistente con Alali y Jaggi (2010); sin embargo, no es estadísticamente
significativo.
Con respecto a las variables discrecionales de LLP, el coeficiente de la variable
resultado antes de impuestos (EBTP) es positivo y significativo al 1%, lo que confirma la
hipótesis de alisamiento del resultado 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).
27
Esta relación 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 sea alto. Los
resultados también son coherentes con Anandarajan et al. (2003) y con Pérez et al. (2008)
que encuentran alisamiento del resultado en el contexto español 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 nueva definición de provisiones por morosodad con
adaptación de la normativa bancaria a las IFRS.
Encontramos que el coeficiente de la ratio de capital TIER I es negativo y
significativo al 1%, lo que indica en general que mas bajos niveles de capital regulatorio,
tienden a reconocer mayores niveles de provisión (LLP), lo que consideramos que es una
consecuencia y no se corrobora la hipótesis de gestión del capital; el resultado es
coherente con Anandarajan et al. (2003) y Pérez et al. (2008) en el contexto español.
Pérez et al. (2008) argumentan que las practicas de gestión del capital están determinadas
por el riesgo de crédito y el resultado, y no por LLP.
Con distinta metodología, los resultados son consistentes también con Alali y Jaggi
(2010); Kwak et al. (2009), Ahmed et al. (1999); Kim y Kross (1998), que sí encuentran
evidencia de gestión del capital a través de LLP. No obstante, se debate la consideración
de la provisión genérica en TIER II, volviendo a la situación previa a 2005. No
consideramos adecuado su computo ya que podría introducir demasiada volatilidad en el
capital y tener efectos indeseables en los tiempos de crisis en los que las dotaciones a la
provisión genérica son mínimos como consecuencia de la propia hipótesis de alisamiento
del resultado.
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. Este hallazgo
es coherente con Wetmore y Brick (1994) que 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.
28
Los resultados profundizan sobre los obtenidos por Pérez et al. (2008) antes de la
reforma de la CBE 4/2004 demostrando que el reconocimiento de LLP es procíclico no
solo tras la aplicación de la provisión estadística del año 2000, sino también tras su
conversión en provisión generica o dinámica en 2005. El mecanismo por el que se
esperaba un incremento de LLP en tiempos de bonanza para en tiempos de recesión usar
las reservas para fallidos como amortiguador, no ha sido suficiente en cuantía. Implica que
la nueva provisión dinámica bajo la CBE 4/2004 reduce el impacto de la dotación por
morosidad en el periodo de crisis financiera actual, pero no lo compensa. Una limitación
del trabajo es considerar conjuntamente la provisión específica y genérica cuando su
comportamiento es contrario: en épocas de bonanza se dota provisión genérica y en
épocas de crisis se dota la específica.
En definitiva, nuestros hallazgos confirman que las entidades de depósito
españolas tras la entrada en vigor de las IFRS 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, resultado que es necesario profundizar mediante interacciones con otras
variables para llegar a conclusiones mas afinadas.
La ratio de préstamos sobre depósitos (LO/DE) y la ratio de fondos propios sobre
activos (EQ/TA) son no significativas apesar de verificarse el signo esperado.
El tipo de entidad de depósito (D_TYPE) resulta ser no significativa a pesar de tener
el signo esperado positivo por el que las cajas de ahorro dotan mayores provisiones. Esta
es una cuestión ampliamente debatida a nivel teórico que partía de la hipótesis de que la
29
distinta configuración de los fondos propios modulaba ampliamente los incentivos para
alisar el resultado; reconsiderando nuestra opinión, los fondos para la obra benefico social
actúan de dividendo social, el incentivo del directivo es equivalente; por ello, la diferencia
básica queda restringida al mercado: si bien no cotiza el capital, si pueden emitir bonos o
cuotas participativas con efectos similares.
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. 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 Pérez et al. (2008) en el periodo 1986-2002
que no existe diferencia significativa en la magnitud de alisamiento entre periodos de
expansión y recesión.
6. Conclusiones
Las características particulares del sistema de provisiones español y la adaptación
de la normativa bancaria española a las IFRS 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
30
la IFRS 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, entre ellos la diferenciación entre bancos y cajas que no se
soporta en el trabajo.
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. 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 los criterios del anejo IX de la CBE
4/2004 no son los utilizados en la práctica en LLP ya que no encontramos asociación con
el incremento las operaciones de crédito durante el ejercicio, ni con el saldo de la provisión
en el ejercicio anterior, ni por el nivel de riesgo del banco; depende basicamente de los
niveles de resultado premanipulados con el objetivo de reducir la volatilidad del resultado
para transmitir estabilidad a los inversores.
No se obtiene evidencia del uso de LLP para gestionar el nivel de capital regulatorio
tras el Acuerdo de Basilea pero su interpretación requiere de un análisis mas detallado; el
signo negativo evidencia que reducciones en TIER I se asocian con incrementos LLP, y
esto solo es cierto si hablamos de provisión específica por el efecto en los activos
ponderados por riesgo, no así en la parte de provision genérica, por lo que completaremos
el trabajo con dicho análisis.
Encontramos evidencia significativa de que durante el periodo de crisis financiera
los gerentes incrementan LLP mas que proporcionalmente, por lo que el alisamiento es
asimétrico, representando un esfuerzo muy superior en tiempos de crisis, coherente con el
incremento efectivo de la morosidad. 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
31
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. Así mismo, el techo establecido
para la provisión genérica en 1,25 de los activos ponderados por riesgo, también reduce su
capacidad.
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 por la mayor preponderancia en esta época de la provisión específica.
Aunque basicamente la no relación entre LLP y ?LOAN se debe a que la provisión por
morosidad genérica en la práctica se dota no en función del volumen de créditos
concedidos, sino 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, evidenciamos que no consigue mitigarla por
completo al basarse simplemente en un alisamiento aceptado y reconocido, sin que otros
criterios entren en más debate que la pura literatura del Anejo IX.
Finalmente no encontramos diferencias significativas en el comportamiento de las
cajas de ahorros frente a los bancos. Por lo que las motivaciones, aunque algo distintas en
el caso del carácter del dividendo social, no parecen inducir a comportamientos
diferenciados.
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.
32
El trabajo se completará con la separación la dotación a la provisión por morosidad
en genérica y en específica con el fin de examinar si ejercen un comportamiento
diferenciado. Es nuestro interés analizar si se gestiona el capital a través de LLP tras el
Acuerdo de Basilea II, con el efecto de los nuevos modelos de definición del riesgo
basados en calificaciones internas.
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