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 7. Bibliografía Ahmed, A. y C. Takeda, 1995. Stock market valuation of gains and losses on commercial banks´ investment securities an empirical analysis, Journal of Accounting and Economics, 20, 207-225. Ahmed, A. S., Takeda, C. y Thomas, S., 1999. Bank loan loss provisions: A reexamination of capital management, earnings management and signaling effects, Journal of Accounting and Economics, 28, 1-25. Aiken, L. S. y West, S. G., 1991. Multiple Regression: Testing and Interpreting Interactions. Newbury Park: Sage Publications. Alali, F. y Jaggi, B., 2010. 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