206a EFECTO DE LA CRISIS FINANCIERA EN EL ALISAMIENTO DEL RESULTADO A TRAVÉS DE LAS PROVISIONES POR MOROSIDAD. FACTORES EXPLICATIVOS TRAS LA REFORMA NORMATIVA CBE 4/2004 Isabel Martínez Conesa Profesor del Departamento de Economía Financiera y Contabilidad Facultad de Economía y Empresa de la Universidad de Murcia, España Cristina Arnau Belando Facultad de Economía y Empresa de la Universidad de Murcia, España Mercedes Palacios Manzano Profesor del Departamento de Economía Financiera y Contabilidad Facultad de Economía y Empresa de la Universidad de Murcia, España Pedro Soto Acosta Profesor del Departamento de Organización de Empresas Facultad de Economía y Empresa de la Universidad de Murcia, España Área temática: A) Información financiera y Normalización Contable Palabras Claves: Alisamiento del resultado bancos, efecto procíclico de provisión por morosidad, IFRS 39, manipulación del capital regulatorio, CBE 4/2004 1 EFECTO DE LA CRISIS FINANCIERA EN EL ALISAMIENTO DEL RESULTADO A TRAVÉS DE LAS PROVISIONES POR MOROSIDAD. FACTORES EXPLICATIVOS TRAS LA REFORMA NORMATIVA CBE 4/2004 RESUMEN En este trabajo analizamos el alisamiento del resultado y del capital regulatorio a través de las provisiones por morosidad en bancos y cajas españoles en el periodo 20052009. La propensión del sistema financiero a profundizar los ciclos económicos se ha visto exacerbada por el reconocimiento de la morosidad basado en pérdidas incurridas, lo que ha provocado la reforma de la IAS 39 para proponer un modelo de provisión genérica basado en pérdidas esperadas. España dispone de un modelo de estas carácteristicas adaptado a las IFRS a través de CBE 4/2004. Tratamos de evidenciar si en tiempos de crisis 2008-2009 la dotación a la provisión ofrece un comportamiento anticíclico. Adicionalmente, consideramos una gran variedad de posibles factores explicativos del riesgo de crédito. Los resultados evidencian que las dotaciones a la provisión para créditos fallidos (LLP) se incrementan durante la crisis financiera actual de forma significativa, por lo que, aunque los resultados son coherentes con la hipótesis de alisamiento, la profundidad de la crisis financiera no había sido prevista por los directivos. El trabajo pretende contribuir al debate sobre el papel de las provisones para insolvencias basada en pérdidas esperadas, en la reforma de la norma 39 del IASB. 2 1. Introducción El modelo de estimación del deterioro de los préstamos bajo principios de contabilidad generalmente aceptados americanos (US GAAP) y Normas Internacionales de Información Financiera (IFRS) está basado en un modelo de pérdidas incurridas (Barth y Landsman, 2010). Bajo un modelo de pérdidas incurridas, sólo se puede considerar el deterioro de un préstamo1 cuando exista evidencia objetiva de que el préstamo o la cartera de préstamos no va a ser reembolsada en su totalidad. Las pérdidas de crédito esperadas futuras no cumplen los requisitos para su reconocimiento establecidos en la normativa internacional ya que es necesario la idenficación mediante un suceso pasado de la existencia de la pérdida y que asímismo esta pueda valorarse con fiabilidad. La oportunidad y relevancia del tema se basa en que el caso español fue considerado paradigma al inicio de la actual crisis financiera; se argumentaba que el sistema de dotaciones a la morosidad español ha ofrecido a estos un colchón anticíclico para cobertura de pérdidas, una posición más robusta frente a sus homologos europeos. Si unimos a esto la reciente incluisión en el acuerdo de Basilea III de un colchón anticíclico, el debate se traslada a cómo debiera ser este, por lo que entendemos resulta especialmente relevante analizar el caso español. Es por ello que la reforma de la IAS 39 plantea la consideración de un modelo de estimación de dotación a la provisión para préstamos fallidos (Loan loss provision, en adelante LLP) basado en pérdidas esperadas que es denominado por el IASB (2009) aproximación durante del ciclo o concretamente “provisión dinámica”. Según esta aproximación las dotaciones a la provisión para créditos fallidos se incrementan en periodos de expansión del crédito. Ello se debe a que el riesgo de crédito se origina en las fases de expansión aunque se identifiquen pocas pérdidas de créditos. Mientras que en 1 Según el párrafo 59 de la norma IAS 39,``un activo financiero o un grupo de activos financieros estará deteriorado, y se habrá producido una pérdida por deterioro de valor si, y solo si, existe evidencia objetiva del deterioro como resultado de uno o más eventos que hayan ocurrido después del reconocimiento inicial del activo y ese evento o eventos causantes de la pérdida tengan un impacto sobre los flujos de efectivo futuros estimados del activo financiero o del grupo de activos financieros, que pueda ser estimado con fiabilidad´´. 3 periodos de recesión, cuando se incrementan las pérdidas de crédito, las provisiones o reservas ya dotadas sirven de amortiguador (Serrano, 2009). Las ventajas de la aproximación española desde la perspectiva del supervisor y los mercados se basa en tres aspectos (Saurina, 2009): en primer lugar, en un reconocimiento temprano de las pérdidas potenciales incurridas en las carteras de préstamos globales y todavía no manifestadas en préstamos específicos; en segundo lugar, permite mitigar la prociclicidad2 que origina la actuación de los bancos por sí solos y la intervención de los reguladores y finalmente permite mejorar la solidez de las entidades de depósito y del sistema bancario en su conjunto. Una clara confusión del objetivo de ahorro y capitalización con el concepto de calidad del resultado. España ha tenido un sistema de provisiones dinámicas, estadísticas o anticíclicas desde Julio del año 2000. Con la entrada en vigor en España de las IFRS a través de la Circular del Banco de España (CBE) 4/2004 se modificó el sistema de provisiones para préstamos fallidos español recogido en el Anejo IX de la Circular del Banco España 4/1991, pero se mantuvo la filosofía. La reforma supuso pasar de tres tipos de provisiones: provisión específica, genérica y estadística a dos únicas provisiones: la provisión específica y la provisión genérica o dinámica. La primera recoge el deterioro de préstamos que se han identificado como dañados, por tanto, su reconocimiento es igual al propuesto por el modelo de pérdidas incurridas bajo las IFRS. Sin embargo, la genérica ya no se entiende como la recogida en la Circular 4/1991, sino que recoge el deterioro por grupos de activos homogéneos cuando el deterioro no puede ser identificado individualmente (Banco de España, 2004). La provisión genérica o dinámica se dota en base al volumen de créditos concedidos y no en base a eventos incurridos, y en su filosofía guarda similitud con la actual propuesta del IASB sobre la adopción de un modelo de deterioro basado en pérdidas esperadas. En Abril 2011 el IASB está completando la segunda fase de la reforma de la IAS 39 con el documento Financial Instruments: Impairment en base a la sustitución de un modelo 2 Se entiende por prociclicidad, el agravamiento de la situación económica financiera en épocas de recesión por el incremento de la dotación a la provisión para préstamos fallidos y /o la obligación a incrementar el capital por parte de los reguladores. O bien, la expansión del crédito o disminución de las dotaciones en épocas de bonanza. 4 de deterioro de pérdidas incurridas en uno basado en pérdidas esperadas. Simultaneamente el FASB ha comenzado a explorar sobre un modelo de deterioro que incluya algunas expectativas de pérdidas. La crítica fundamental que se le ha hecho al modelo de pérdidas incurridas durante la actual crisis financiera ha sido su reconocimiento de las pérdidas esperadas demasiado tarde (IASB, 2009). Es por ello que nos cuestionamos si el sistema de provisiones regulado por la CBE 4/2004 y por ende la previsión de una cobertura genérica de las pérdidas sobre operaciones vigentes, evidencia carácterísticas distintas en el alisamiento del resultado y el capital en periodos de expansión y de recesión a través de la provisión por morosidad. Una regulación detallada incluida en el Anejo IX CBE 4/2004 que cuestionamos si limita la discrecionalidad de los gerentes para alisar resultados y capital, o por el contrario la provisión genérica por definición lo promueve. No obstante, en el Debate sobre la reforma de la IFRS 39, se ha cuestionado la aproximación española al no usar la información estadística para predecir las pérdidas de crédito futuras. La aproximación actual se basa en pérdidas históricas para determinar las estimaciones de dotaciones a la provisión. Esto no cumple con los propósitos de información financiera propuestos por el IASB. A consecuencia de que los directivos de los bancos tienen cierta libertad a la hora de determinar las dotaciones a la provisión para créditos fallidos, de acuerdo con la Teoría de la Agencia, teoría de la firma, de las señales y de los costes políticos, esta discrecionalidad puede ser utilizada para obetener beneficios privados manipulando el resultado. De aquí se deriva la posible utilización de este devengo de carácter discrecional para alisar el resultado, en especial cuando se trate de la estimación de pérdidas futuras esperadas sobre operaciones actuales no fallidas. En este sentido, parece alinearse intereses del supervisor bancario, de los directivos de los bancos e incluso de los inversores en mercados de capitales frente al concepto contable de calidad que no es consistente con el alisamiento. Dado que no existe evidencia en España del impacto de la crisis en el alisamiento de resultados y capital a través de la provisión por morosidad, este trabajo analizamos los bancos y cajas españoles en el periodo 2005-2009 con el fin de evidenciar si existe alisamiento de resultados, y si como anticipa la teoría, la provisión para fallidos generica y específica tiene un efecto anticíclico y por tanto, en tiempos de crisis 2008-2009 la provisión ofrece un comportamiento diferenciado. Examinamos si los gerentes de las 5 entidades de depósito tienen mayor incentivo al alisamiento del resultado durante la crisis financiera que en el periodo de expansión. Asímismo evidenciaremos si tras la adopción de Basilea I las entidades no gestionan las cifras de capital regulatorio a través de manipulación de dotación a la provisión para créditos fallidos. Los resultados evidencian que tras la adaptación de la normativa bancaria a las IFRS por medio de la CBE 42004, las entidades de depósito españolas alisan el resultado a través de LLP. Asímismo, no se obtiene evidencia de que las entidades de depósito españolas gestionen el capital a través de LLP. Las dotaciones a la provisión para créditos fallidos (LLP) se incrementan durante la crisis financiera actual de forma significativa. Ello pone de manifiesto la incapacidad de los directivos para prever la profundidad de la crisis así como la falta de racionalidad de techo establecido máximo establecido para la provisión genérica. De esta forma, parece que la norma bancaria permite expresamente el alisamiento, pero hasta unos límites. Asimismo demostramos que el incentivo a alisar el resultado es mayor en el periodo de crisis que en el periodo de bonanza. Finalmente demostramos que las cajas de ahorro dotan significativamente más provisiones por morosidad que los bancos. El estudio pretende contribuir al debate sobre el papel de las provisiones dinámicas en el alisamiento de resultados en las entidades de depósito Españolas y la reforma de la IAS 39. El resto de este trabajo está organizado como se indica. En la Sección 2, se presenta el marco teórico y la justificación de la investigación. La Sección 3 recoge el diseño de la investigación, donde se incluye la selección de la muestra, el modelo y las variables. Los resultados se presentan en la Sección 4, y en la Sección 5 las conclusiones. 2. Factores determinantes del alisamiento de resultados y capital en bancos. En el marco de la Teoría de la Agencia y de las señales, son muchas y variadas las razones por las que los directivos de los bancos encuentran motivación en gestionar el resultado y capital regulatorio; en general son incentivos regulatorios y de mercado (Bhat, 1996). Los gerentes de los bancos pretenden reducir la variabilidad del resultado, pues ella es símbolo de riesgo y se refleja en precios de las acciones también más volátiles que influyen en las decisiones de los inversores. Se trata de que los resultados se encuentren 6 entre los límites establecidos, y una vez conseguido, se pretende aumentar el nivel de resultados para incrementar la remuneración del directivo (Healy,1985). Otros trabajos sugieren que el mantenimiento del nivel de dividendos estimula el carácter discrecional por parte de los directivos (Greenwalt y Sinkey,1988), o aumentar el resultado futuro para reducir el posible despido del director (Kanagaretman et al., 2003). La hipótesis de partida es que los bancos establecen unos objetivos en cuanto a niveles de resultado neto y capital regulatorio que satifacen a los inversores y el organismo regulador, y el mecanismo de provisiones genérico y específico (LLP) ofrece el marco discrecional oportuno para gestionarlos. Así mismo analizaremos si existe un comportamiento diferencial entre bancos y cajas debida a la distinta estructura de capital. Nuestro trabajo pretende dar respuesta a las siguientes cuestiones de investigación: 1. Los bancos y cajas españoles alisan resultados a través de las dotaciones a la provisión para créditos fallidos tras la adopción de las IFRS por la CBE4/2004? 2. La dotación para créditos fallidos asimismo sirve para gestionar el nivel de capital regulatorio? 3. La provisión genérica por morosidad creada en tiempos de bonanza ¿reduce el impacto de la dotación por morosidad en tiempos de crisis permitiendo un comportamiento anticíclico? La evidencia de alisamiento del resultado a través de la provisión por morosidad (Loan Loss Provisión, en adelante LLP) soporta la tesis de alisamiento, aunque hay resultados contradictorios y las metodologías son diversas. Gran número de investigaciones en bancos estadounidenses han encontrado una relación positiva entre LLP y el resultado antes de impuestos y dotaciones por morosidad, evidenciando alisamiento del resultado. Desde los pioneros Ma (1988) y Greenwalt y Sinkey (1988) se ha desarrollado un modelo de estimación de los componentes no discrecionales de LLP, incorporando más y más variables que tienen que ver con el riesgo de morosidad (Wahlen, 1994; Collins et al., 1995; Bhat, 1996; Kim y Kross, 1998; Niswander y Swanson, 2000; Lobo y Yang, 2001 Beatty et al., 2002; Kanagaretman et al., 2003; Rivard et al., 2003; Laeven y Majnoni, 2003; Kanagaretman et al., 2004; Anandarajan et al., 2007; Fonseca y González, 2008; Bushman et al., 2009). La mas reciente el trabajo de Alali y Jaggi, 2010. 7 Aunque más reducidas, otras investigaciones no han encontrado evidencia de alisamiento (Moyer, 1990; Scheiner, 1991; Wetmore y Brick, 1994; Beatty et al., 1995; Ahmed et al.,1999 y Kwak et al., 2009). En entidades de depósito españolas, Anandarajan et al. (2003) en el periodo 19861995 documentan una relación positiva entre los resultados antes de impuestos y dotaciones por morosidad y LLP. Pérez et al. (2008) en el periodo 1986-2002, encuentran una relación positiva entre el resultado operativo neto y la dotación a la provisión genérica y específica. Creemos que la nueva regulación CBE 4/2004 y la nueva configuración del Anejo X adaptadas a las IFRS justifica investigar sobre las bondades anticíclicas que defienden los responsables del Banco de España, inclusive ante el IASB; no existe ningún estudio español que analice la hipótesis de alisamiento del resultado a través de LLP tras la entrada en vigor de las normas internacionales del IASB en 2005 bajo la reforma normativa CBE 4/2004 y recoja el impacto de la reforma del sistema de provisiones por insolvencia en la actual crisis financiera. Puesto que la mayoría de la investigación previa apoya que los gerentes alisan el resultado a través de LLP y según Pérez et al. (2008) se sigue manipulando tras la adopción de la antigua provisión estadística en el año 2000, nosotros esperamos que las entidades de depósito españolas tras la nueva provisión genérica o dinámica regulada en CBE 4/2004 alisen el resultado a través de LLP. Nuestra segunda cuestión de investigación pretende evidenciar que si tras la reforma de Basilea I que elimina LLP del cálculo del Tier I, los directivos de bancos españoles no utilizan LLP para gestionar el capital regulatorio debido a que no tienen incentivos. Investigaciones basicamente en el contexto americano han relacionado LLP con la ratio de capital TIER I antes y después del Acuerdo de Basilea de 1989 y la evidencia es mixta en ambos casos. En el contexto americano y previo a la adopcion de Basilea I en el 89, Moyer (1990); Beatty et al. (1995); Kanagaretman et al. (2004) encuentran una relación negativa entre LLP y la ratio de capital TIER I, y por tanto, evidencia de gestión del capital a través de LLP. Ello es coherente con que los bancos con ratios de capital bajo, incrementaban LLP, y así las reservas para préstamos fallidos, para aumentar la ratio de capital TIER I y cumplir los requisitos de capital regulatorio. Sin embargo, Collins et al. (1995) y Lobo y Yang (2001) encontraron una relación positiva e incoherente con la gestión del capital. 8 Tras la implantación del Acuerdo de Basilea I3, un incremento en LLP ya no produce un incremento en la ratio de capital Tier I, sino que solo puede aumentar TIER II, y por tanto la ratio de capital Total. Alali y Jaggi (2010); Ahmed et al. (1999) y Kim y Kross (1998) encuentran una relación positiva y significativa entre LLP y Tier I indicativa de gestión del capital regulatorio; los bancos infracapitalizados disminuyen el uso de LLP para manipular las ratios de capital, puesto que mayores LLP pasan a tener un efecto negativo en I ratio. Por el contrario, Kwak et al. (2009) encuentran una relación negativa y significativa entre el componente discrecional de LLP (DLLP) y la ratio de capital. Esta relación indica que los bancos con bajo capital incrementan DLLP, pero ello no origina aumento en la ratio de capital, por tanto, esta relación negativa no es coherente con la gestión del capital. Otras investigaciones no encuentran relación entre ambas variables tras el Acuerdo de Basilea I (Bushman y Williams, 2009 y Kanagaretman et al. 2004). En España la implantación del Acuerdo de Basilea I tiene lugar a diferencia de otros países, en 1992 y efectivamente elimina la provisión para morosidad de TIER I. Sin embargo, computa en TIER II el saldo contable de la cobertura genérica determinada de acuerdo con la Circular 4/2004 correspondiente al riesgo de insolvencia de los clientes, es decir, ligada a las pérdidas inherentes o no asignadas específicamente por deterioro del riesgo de crédito de clientes, cuando estos correspondan a carteras a las que se aplique el método estándar, en la parte que no excede del 1,25% de los riesgos ponderados que hayan servido de base para el cálculo de la cobertura4. Anandarajan et al. (2003) encuentran que las entidades de depósito españolas no gestionan el capital a través de LLP tras 1992. Asimismo, Pérez et al. (2008)5 para el 3 El Acuerdo de Basilea I estableció en 1989 un cambio en el cálculo del capital regulatorio, según el cual la reserva para préstamos fallidos dejaría de ser un componente del Capital Tier I . Pasaría a formar parte del Capital Tier II hasta un máximo del 1,25 % de los activos ponderados por riesgo. 4 Adicionalmente se incluirá el exceso que se produzca entre la suma de las correcciones de valor por deterioro de activos y de las provisiones por riesgos relacionadas con las exposiciones calcualdas de acuerdo al método IRB y las pérdidas esperadas correspondientes a las mismas, en la parte que no supere el 0,6% de las exposiciones ponderaras por riesgo calculadas de acuerdo con el citado método. 5 A diferencia de otros estudios ellos consideran que en España, con respecto a otros países, las reservas para préstamos fallidos genéricas ya no forman parte de Tier II desde el año 2005. De forma similar a otros países, estas reservas no formaban parte de Tier I tras la aplicación de Basilea I. 9 periodo 1986-2002 no encuentran influencia significativa de la ratio de capital total al inicio del periodo en LLP; como medida de robustez encuentran influencia negativa y significativa de la ratio de capital total al final del año y LLP. Justifican que esta relación negativa sería evidencia de gestión del capital si la reserva para préstamos fallidos genérica formara parte de TIER I, al no ser así, la influencia es una consecuencia del efecto LLP en el resultado por lo que entiende que las entidades no gestionan el capital. Sin embargo, a nuestro parecer es necesario distinguir en la hipótesis de alisamiento del capital entre los dos tipos de provisiones: en el caso de la provisión genérica no tiene influencia en TIER I ya que se basa en riesgo futuro y la provisión no se incluye en el capital regulatorio; sin embargo, la provisión específica se relaciona con el reconocimiento de la morosidad; pese a las detalladas normas del BE, los bancos mantienen cierto grado de libertad en la clasificación de un activo como moroso y por tanto, un incremento en la provisión tendría influencia negativa en el ratio de capital porque indirectamente se asocia al incremento de los activos ponderados por riesgo. Por ello, la verdadera manipulación viene de mano de la declaracion de morosidad a través de operaciones reales. La tercera cuestión de investigación cuestiona la eficacia anticiclica de la provisión por morosidad genérica. De forma coherente con la literatura previa, nosotros esperamos que durante el periodo de crisis las entidades de depósito españolas incrementen LLP con un efecto procíclico de la provisión específica. Sin embargo, la eficacia de la provisión generica en anular el tradicional efecto prociclico implicaría que la variable crisis no resultara significativa. Las dotaciones realizadas en tiempos de bonanza servirían de colchón para la cobertura de las pérdidas de créditos en èpocas de recesión. Referido al comportamiento específico de la provisión, Wetmore y Brick (1994) encuentran que en el año 1987 se incrementaron LLP a consecuencia de la situación desfavorable de los préstamos y el periodo de crisis financiera. Laeven y Majnoni, 2003; Fonseca y González, 2008; Bushman y Williams, 2009 demuestran que LLP se incrementan cuando llegan las recesiones económicas, evidenciando un comportamiento procíclico; lo que origina que en fases de recesión se agrave la situación económica y se acentúe el resultado negativo de las entidades de depósito. Alali y Jaggi (2010) demuestran en bancos estadounidenses que durante el periodo de crisis 2007-2008 se ha incrementado el alisamiento del resultado a través de LLP. Sin 10 embargo, Pérez et al. (2008) durante el periodo 1986-2002 no encuentran diferencia significativa en la magnitud de alisamiento entre periodos de expansión y recesión para el caso español. Siguiendo al estudio más reciente, nosotros también esperamos mayor alisamiento en el periodo de crisis. A diferencia de Pérez et al. (2008), nosotros analizamos el efecto de la nueva provisión dinámica bajo la reforma normativa CBE 4/2004 para corroborar que su carácter anticíclico no se manifiesta en la práctica en una reducción del impacto de la dotación por morosidad en tiempos de crisis. A diferencia también de los estudios anteriores nosotros introducimos una dummy crisis para conocer el signo de la influencia en LLP y un efecto interacción entre la variable resultado y la dummy crisis para examinar si la magnitud del alisamiento del resultado en el periodo de crisis es mayor. 4. Diseño de la investigación 4.1. Modelo y variables Con el objetivo de testar si los gerentes de las entidades de depósito están usando LLP para alisar el resultado se puede optar básicamente por dos procedimientos usados en la literatura. El primero consiste en llevar a cabo un análisis en dos etapas como en Ma, 1988; McNichols and Wilson, 1988; Beatty et al.1995; Beaver y Engel, 1996; Kanagaretman et al. 2003; Kwak et al. 2009. En la primera etapa se estima el componente no discrecional de LLP, que normalmente está formado por el saldo inicial de los créditos morosos, el cambio en los créditos morosos y el cambio en el total de préstamos según previas investigaciones (Kim y Kross, 1998; Beaver y Engel, 1996; Beatty et al.1995; Wahlen, 1994). El residuo de esta regresión recoge el componente discrecional de LLP (DLLP), el cual pasa a ser la variable dependiente en la segunda etapa. Como variables independientes se introduce el resultado antes de impuestos y dotaciones a la provisión, el capital y el resto lo constituyen variables de control. Encontramos inconvenientes en el análisis en dos etapas ya que subestima el valor absoluto de los coeficientes de la regresión en la segunda etapa (Goldberger, 1961). Con el fin de evitar este problema, nosotros optamos por un análisis en una etapa con un modelo de regresión simple para testar la hipótesis de alisamiento del resultado. De esta 11 forma, la variable dependiente recoge la dotación a la provisión total (genérica y específica) para créditos fallidos o LLP. El método de estimación del modelo de dotación a la provisión para créditos fallidos es Mínimos Cuadrados Ordinarios (MCO). La mayoría de investigación previa ha empleado este método para testar la hipótesis de alisamiento del resultado a través de LLP. Estudios como los de Wahlen (1994), Ahmed et al. (1999), Lobo y Yang (2001) han demostrado empíricamente que estimando el modelo de LLP mediante la especificación de efectos fijos se obtiene los mismos resultados que estimando el modelo mediante MCO. Además, Lobo y Yang (2001) encuentran que el poder explicativo no difiere apenas entre ambas especificaciones. Para reducir la posible multicolinealidad asociada a ecuaciones que contienen efectos principales y efectos interacción, nosotros siguiendo a Aiken y West (1991) centramos a la media las variables continuas. El modelo empírico de estimación de LLP basado en pérdidas esperadas es el proporcionado en la ecuación (1): LLPit = a + ß1 ? LOANit + ß2 ? NPLit + ß3 NPLit-1 + ß4 LCOit + ß5 LLAit-1 + ß6 RISKit + ß7 EBTPit + ß8 Iit + ß9 D_CRISIS it + ß10 SIZEit + ß11 LO/DEit + ß12 EQ/TAit + ß13 D_TYPEit + ß14 D_CONSit + e it (1) Para testar si existe mayor alisamiento del resultado en periodo de crisis, nosotros incluimos en el modelo de LLP el efecto interacción EBTP*D_CRISIS. La ecuación (2) recoge el Modelo 2 de estimación de LLP al incluir el efecto interacción. LLPit = a + ß1 ? Loanit + ß2? NPLit + ß3 NPLit-1 + ß4 LCOit + ß5 LLAit-1 + ß6 RISKit + ß7 EBTPi + ß8 Iit + ß9 D_CRISIS it + ß10 EBTPit*D_CRISIS it + ß11 SIZEit + ß12 LO/DEit + ß13EQ/TAit + ß14 D_TYPEit+ ß15 D_CONSit + eit (2) Las definiciones de las variables se indican en la tabla 1. Como se observa, a excepción de las ratios, la variable tamaño y las dummies, el resto de variables son escaladas por los activos totales para reducir los potenciales problemas de la heterocedasticidad. Esta variable ha sido también usada para deflactar en Pérez et al. (2008); Kim y Kross (1998) y Wetmore y Brick (1994). 12 Tabla 1. Definiciones de las variables Variables Definición Signo previsto Variable Dotación a la provisión para créditos fallidos escalada por los activos totales para el dependiente: LLPit banco "i" en el año "t" Cambio en el valor del total de préstamos escalado por los activos ? LOANit +/totales para la entidad "i" en el año "t" Cambio en el valor del total de créditos morosos escalado por los ? NPLit + activos totales para la entidad "i" en el año "t" Saldo inicial de los créditos morosos escalado por los activos totales NPLt-1 + para la entidad "i" en el año "t" Cancelaciones de préstamos netas de recuperaciones escaladas por los LCOit + activos totales para la entidad "i" en el año "t" Saldo inicial de la provisión o reserva para préstamos fallidos escalada LLAt-1 +/por los activos totales para la entidad "i" en el año "t" Activos ponderados por riesgo escalados por los activos totales para la RISKit + entidad "i" en el año "t" Resultado antes de impuestos y dotaciones a la provisión para EBTPit préstamos fallidos escalado por los activos totales para la entidad "i" + en el año "t" Iit Ratio de Capital I basada en el riesgo para la entidad "i" en el año "t" +/- D_CRISISit Variable dummy que toma el valor 1 para el periodo 2008-2009 y 0 para el periodo 2005-2007 + EBTP*D_CRISISit Efecto interacción entre la variable EBTPit y D_CRISISit + SIZEit El logaritmo natural del total de activos de la entidad "i" en el año "t" +/- LO/DEit EQ/TAit D_TYPEit D_CONSit Ratio de total de préstamos sobre el total de depósitos para la entidad "i" en el año "t" Ratio de fondos propios sobre el total de activos para la entidad "i" en el año "t" Variable dummy que toma el valor 1 cuando la entidad de depósito es una caja de ahorros y 0 cuando es un banco comercial. Variable dummy que toma el valor 1 cuando la entidad de depósito consolida y 0 cuando no consolida + + +/- La variable dependiente (LLP) incluye la dotación total: generica y específica, debido a la gran interelación de ambas6. La provisión genérica, tal y como se define el el anejo IX de la CBE 4/2004 tiene dos componentes: 6 La dotación genérica a realizar en cada ejercicio será igual a (i) la suma del resultado de multiplicar la variación en el periodo del importe de los prestamos de cada clase de riesgo por el parámetro a que les corresponda, más la diferencia entre (ii) el importe total de las operaciones incluidas en cada una de las clases de riesgo al final del período (Ct) por su correspondiente parámetro ß menos (iii) el importe de la dotación neta para cobertura específica global realizada en el periodo. Los parámetros a y ß tienen en cuenta la pérdida inherente histórica y los ajustes para adaptarlos a las circunstancias económicas actuales (Anejo XI CBE 4/2004). 13 1. Montante estimado de las pérdidas inherentes a los préstamos concedidos durante el ejercicio (a?Ct ). 2. El efecto del ciclo económico en las perdidas por morosidad específicas: es la diferencia entre el riesgo sobre la base de los datos históricos (ß) y la morosidad aflorada durante el ejercicio. De esta forma, en época de crisis como la actual este segundo componente es negativo. Dotación genérica = a ?Ct + (ß Ct – dotación especifica ) En definitiva, a representa el riesgo en un ciclo neutro y ß el histórico del banco en seis grupos de riesgo definidos en el anejo IX. Creemos necesario en una primera aproximación estudiar el efecto conjunto ya que es el que, por definición, debe ser alisado. Hemos de tener en cuenta que la provisión genérica no tiene mínimo, pero si máximo: 1,25 del primer componente (a ?Ct ) fijado por el supervisor bancario para evitar en épocas de expansión crezca indifinidamente produciendo unos ratios de cobertura innecesariamente altos (Saurina, 2009 p.15). Entre las variables que forman el componente no discrecional de LLP se encuentran: el cambio en el total de préstamos (?LOAN), el cambio en los créditos morosos (?NPL), el saldo inicial en los créditos morosos (NPL), las cancelaciones netas de préstamos (LCO), el saldo inicial de la provisión o reserva para créditos fallidos (LLA) y al que incorporamos el riesgo de la cartera de préstamos (RISK). En el componente discrecional de LLP además de recoger el resultado antes de impuestos y dotaciones a la provisión para fallidos (EBTP) y la ratio de capital básico (TIER I); se incorpora la dummy crisis (D_CRISIS) y el efecto interacción (EBTP*D_CRISIS) introducido en la ecuación 2. El resto de variables del modelo lo constituyen variables de control. Variables del componente no discrecional de LLP; son las variables que explican el riesgo de crédito: •El cambio en el total de préstamos (? LOAN) Se calcula como el saldo final en el total de préstamos (total loans) menos su saldo inicial (LOANit - LOANit-1).´ El cambio en el total de préstamos puede influir en el nivel de LLP dado que LLP es una variable flujo. Su signo esperado no se puede determinar a priori con certeza dado que existe incertidumbre en la calidad de los nuevos préstamos. Por ejemplo, Lobo y Yang 14 (2001), Laeven y Majnoni (2003) y Kanagaretman et al. (2004) consideran que su influencia es inesperada y obtienen una influencia negativa en LLP. Sugieren que esta relación se fundamenta en una mejora de la calidad de los nuevos préstamos. Por el contrario, existen investigaciones que sugieren y obtienen que ante un incremento en el total de préstamos, las entidades de depósito tendrán que incrementar LLP para tener en cuenta el riesgo adicional (Alali y Jaggi 2010; Fonseca y González 2008). Otros también esperaban influencia positiva y sin embargo obtienen negativa (Beaver y Engel, 1996). En resumen, el signo esperado es incierto. •El cambio en los créditos morosos (?NPL) Se calcula como el saldo final en los créditos morosos (non-performing loans) menos su saldo inicial (NPLit - NPLit-1). Esta variable fue introducida por Wahlen et al. (1994) e indica que incrementos en los créditos morosos es indicativo de mayores cancelaciones de préstamos y mayores LLP. Además, Wetmore y Brick (1994) la emplean como proxy de las condiciones económicas, puesto que esta variable se incrementa con el declive económico. Otros estudios también encuentran una influencia positiva (Alali y Jaggi 2010; Bushman y Williams 2009; Kwak et al. 2009; Kanagaretman et al. 2004; Kanagaretman et al. 2003; Beatty et al. 2002; Lobo y Yang 2001; Niswander y Swanson 2000; Ahmed et al. 1999; Kim y Kross 1998; Beatty et al. 1995; Collins et al. 1995; Wahlen et al.1994). Por tanto, se espera una relación positiva entre LLP y el cambio en los créditos morosos (? NPL). •El saldo inicial en los créditos morosos (NPL) La variable en niveles también se incluye dado que Wahlen et al. (1994) explica que los créditos morosos del año anterior nos predicen los créditos morosos de este periodo. De forma que a mayores son los créditos morosos del año anterior, mayores serán los de este periodo y por ende, mayor será LLP. Por tanto, es de esperar una relación positiva entre los créditos morosos (NPL) y LLP (Alali y Jaggi 2010; Kanagaretman et al. 2004; Kanagaretman et al. 2003; Lobo y Yang 2001; Kim y Kross 1998; Collins et al. 1995; Wahlen et al.1994). •Las cancelaciones de préstamos netas de recuperaciones (LCO) Esta variable mide todos los préstamos que se cancelan al ser considerados incobrables menos aquellos dados en baja en ejercicios anteriores y que son recuperados. Nosotros usamos las cancelaciones de préstamos netas de recuperaciones (loan chargeoffs net of recoveries) como proxy de las cancelaciones de préstamos netas futuras. De 15 forma que a mayores son las cancelaciones actuales se prevén mayores pérdidas de préstamos y se procederá a un incremento de LLP. Por tanto es de esperar una relación positiva entre LCO y LLP (Alali y Jaggi, 2010; Bushman y Williams, 2009; Kanagaretman et al., 2004; Lobo y Yang, 2001; Kim y Kross, 1998; Beaver y Engel, 1996; Wetmore y Brick, 1994). •El saldo inicial de la provisión para préstamos fallidos (LLA) El saldo inicial de la provisión o reserva para préstamos fallidos (loan loss allowance). La literatura previa ha encontrado evidencia mixta sobre el signo de su influencia. La práctica contable sugiere que las dotaciones a la provisión para fallidos del año anterior se relacionan negativamente con las del año actual. Por tanto, a mayores LLP del año anterior, mayor es la provisión o reserva para préstamos fallidos del año anterior y menor será LLP del periodo actual. Según este razonamiento se espera una relación negativa entre LLA y LLP (Kanagaretman 2004; Lobo y Yang 2001; Beatty et al. 1995; Wahlen 1994). Collins et al. (1995) encontró una relación negativa, pero no significativa. Por otro lado, Beatty et al. (2002) sugiere que a mayores son las reservas para préstamos fallidos del año anterior debido a mayores LLP, indican mayores pérdidas de préstamos, por lo que LLP será mayor. Existen estudios que apoyan este argumento y encuentran una relación positiva entre LLA y LLP (Bushman y Williams 2009, Kwak et al.2009; Fonseca y González 2008; Beatty et al. 2002; Niswander y Swanson 2000). En definitiva, la relación esperada entre LLA y LLP puede ser negativa o positiva. •El riesgo de la cartera de activos (RISK) Nosotros medimos el riesgo de la cartera de activos con la proxy activos ponderados por riesgo. Esta variable la hemos calculado a través de la ratio de capital TIER I. De forma que los activos ponderados por riesgo es el cociente entre el Capital TIER I y la ratio TIER I en tanto por uno. A mayor es el riesgo de la cartera de activos, existen más posibilidades de que el riesgo se materialice en pérdidas de créditos, y por tanto, de un incremento en LLP. Alali y Jaggi (2010) obtienen que aquellos bancos con activos ponderados por riesgo igual o superior a la mediana de la muestra dotan mayores LLP que aquellos con activos por debajo de ésta. Nosotros esperamos que la relación entre LLP y el riesgo de la cartera de activos sea positiva. 1 Variables del componente discrecional de LLP 16 •El resultado antes de impuestos y LLP (EBTP) Siguiendo a Wetmore y Brick (1994) y otros prosteriores recogemos la variable resultado antes de impuestos y dotaciones a la provisión para créditos fallidos escalada por el total de activos. La literatura previa identifica esta variable como el resultado premanipulado y su correlación con LLP testa el alisamiento del resultado. Un coeficiente positivo en la variable será indicativo de que los gerentes de las entidades de depósito contabilizan un mayores LLP cuando mayor es el resultado premanipulado. •La ratio de capital I (I) La ratio de capital TIER I es calculada como el cociente entre el Capital TIER I y los activos ponderados por riesgo. Incluimos TIER I en coherencia con los trabajos de Moyer (1990) Collins et alt. (1995), Niswander y Swanson (2000) y especialmente Kim y Kross (1988); sin embargo, estos trabajos seleccionan esta medida de capital mínima por motivos distintos al nuestro ya que LLA a raiz de Basilea I deja de computar en TIER I y computa en TIER II. Siguendo a Ahmed et al. (1999) la hipótesis de gestión del capital debe ser testada usando los ratios de capital con el mínimo requerido. En España desde 2005 LLA no computa en los recursos propios, ni básicos, ni complementarios. Por ello es importante utilizar TIER I para comprobar esta hipótesis: la gestión del reconocimiento de un crédito moroso o no en función de el nivel de capital regulatorio. De hecho un incremento en LLP puede dar lugar a un menor TIER I por lo que su manipulación implica relación esperada positiva. Si utilizaramos como variable TIER II, el efecto en el numerador del computo del resultado neto en el capital complementario podría desvirtuar los resultados por la interacción de la gestión del resultado y del capital . •La crisis financiera (D_CRISIS) A través de la Dummy crisis examinamos si los gerentes de las entidades de depósito incrementan LLP en el periodo de crisis, de forma coherente con un comportamiento procíclico de LLP, o por el contrario, ejercen un comportamiento diferenciado o anticíclico al disminuir LLP durante la crisis financiera. La crisis financiera comenzó a percibirse en España de forma notoria sobre el segundo semestre del 2007. Al no disponer de información semestral, hemos procedido a definir los años 2008 y 2009 como periodo de crisis financiera, siendo el periodo previo a la crisis el periodo que abarca 2005-2007. •Interacción entre EBTP y D_CRISIS 17 El propósito del efecto interacción entre el resultado antes de impuestos y dotación a la provisión para créditos fallidos (EBTP) y la dummy crisis (D_CRISIS) es testar si hay mayor alisamiento del resultado durante la crisis financiera actual que en el periodo previo de bonanza. Por tanto, nosotros esperamos que la relación entre LLP y los resultados antes de impuestos y antes de LLP (EBTP) sea más positiva durante el periodo de crisis financiera en relación al periodo de expansión. En definitiva, si la relación entre EBTP*D_CRISIS y LLP es positiva y significativa. La incorporación de este efecto interacción supone una contribución al desarrollo del modelo de LLP. 1 Variables de control: •El tamaño (SIZE) Siguiendo a la literatura previa el tamaño lo vamos a medir como el logaritmo natural del total de activos. Nosotros incluimos esta variable para controlar la influencia en LLP de las diferencias en el tamaño de las entidades de depósito. La hipótesis de costes políticos planteada por Watts y Zimmerman (1986) establece que los bancos de mayor tamaño son los que generalmente informan mayores beneficios, están más supervisados y bajo mayores costes políticos. Por tanto, Moyer (1990) sugiere que como a mayor tamaño de la entidad, mayor es el resultado y los costes políticos, se dotarán mayores LLP. La variable tamaño ha sido utilizada como variable de control en algunos estudios, sin embargo su influencia es mixta. Anandarajan et al. (2003) sugieren que los bancos más grandes al tener mayor volumen de negocio están más expuestos al riesgo de impago y posiblemente tengan que dotar mayores LLP. Por el contrario, Pérez et al. (2008) sugieren que las entidades con mayor tamaño al tener la cartera de crédito más diversificada podrían disminuir LLP. Entre aquellos estudios que han encontrado una relación positiva y significativa entre LLP y tamaño se encuentran Alali y Jaggi (2010), Beatty et al. (2002), Kim y Kross (1998). Sin embargo, Bhat (1996) encuentran una relación negativa y significativa. Otros como Bushman y Williams (2009), Kwak et al. (2009), Pérez et al. (2008) y Anandarajan et al. (2003) no encuentran evidencia de que el tamaño de la entidad ejerza influencia significativa en LLP. 18 •La ratio de préstamos sobre depósitos (Lo/De) Nosotros calculamos esta ratio como el cociente entre los préstamos brutos (gross loan) y el total de depósitos (total deposits) como proxy de la política de préstamos del banco o medida del perfil de riesgo del banco. Cuanto mayor es la ratio, los directores de los bancos son más tolerantes al riesgo, su política de préstamos es mas agresiva, lo que les lleva a incrementar la dotación a la provisión. Encuentran así una una influencia positiva y muy significativa Greenwalt y Sinkey (1988), Bhat (1996), y Pérez et al. (2008). Kwak et al. (2009) y Kanagaretman et al. (2003) también encuentran influencia significativa y positiva al 1% de nivel en LLP. Por tanto, la relación esperada entre la ratio de créditos sobre depósitos y LLP será positiva. Puesto que la ratio de préstamos sobre depósitos (loan-to-deposit ratio) es la ratio de liquidez que recibe mayor atención en el mercado es la que procederemos a incluir en nuestro modelo. •La ratio de fondos propios sobre el total de activos (EQ/TA) Esta ratio es calculada como el cociente entre los fondos propios (Equity) y el total de activos (Total assets) y representa el grado de capitalización del banco. Bhat (1996) obtiene que aquellos bancos con una ratio de fondos propios sobre activos alta tienen menores LLP como proporción del total de préstamos. Sin embargo, los bancos con una ratio de fondos propios sobre activos baja tienden a tener activos arriesgados. Clair (1992) atribuye esto a la hipótesis de riesgo moral. Según esta hipótesis, los bancos con una gran cantidad de fondos propios en activos son probables que reduzcan su exposición al riesgo teniendo estándares de crédito altos. Los bancos con ratio de fondos propios sobre activos alta tienden a tener menores pérdidas de crédito, y por tanto, tendrán que dotar menores LLP. Según este argumento nosotros esperamos que la relación entre LLP y la ratio de fondos propios sobre activos sea negativa. •El tipo de entidad de depósito (D_TYPE) Esta variable de control recoge el efecto en LLP del tipo de entidad de depósito, bien se trate de un banco comercial o de una caja de ahorros. En el estudio español de Anandarajan et al. (2003) se introduce una variable dummy para controlar las posibles 19 diferencias entre bancos comerciales y cajas de ahorro. Ambas entidades realizan prácticamente las mismas actividades, no obstante, mientras que las cajas son instituciones de naturaleza fundacional, los bancos comerciales son sociedades anónimas. Ellos evidencian mayor manipulación del resultado y el capital en los bancos que en las cajas de ahorro debido a su mayor dependencia de la volatilidad sobre la percepción de riesgo de los inversores. A diferencia de ellos, nosotros definimos la dummy con valor 1 cuando la entidad de depósito es una caja de ahorros y 0 cuando es un banco. •Los estados financieros (D_CONS) Para controlar si las entidades depositarias elaboran estados financieros consolidados o individuales incluimos la dummy D_CONS. La relación esperada entre D_CONS y LLP podrá ser positiva o negativa. 4.2. Selección de la muestra La muestra inicial comprende todos los bancos comerciales y cajas de ahorros españolas con estados financieros individuales o consolidados durante el periodo 20052009. Además se recoge información del año 2004 para la determinación de los saldos iniciales de los créditos morosos, provisión para préstamos fallidos (reserva) y aquellas variables en diferencias, como el cambio en el total de préstamos y el cambio en los créditos morosos con respecto al año anterior. Después de ajustes, la muestra final para el estudio se compone de 231 observaciones año-entidad durante el periodo 2005-2009. De las cuales 70 pertenecen a bancos comerciales y 161 a cajas de ahorros. El número de observaciones se reduce progresivamente y de forma moderada en el periodo de estudio fundamentalmente a consecuencia del número de fusiones entre cajas. Con la finalidad de contar con el mayor número de entidades de depósito españolas nuestro estudio incluye a las entidades que elaboran estados financieros consolidados o individuales. La mayoría de las investigaciones previas se basan en estados financieros consolidados. No obstante, también existen estudios estadounidenses que usan exclusivamente información no consolidada, como es el de Greenwald y Sinkey (1988), Collins et al. (1995), Niswander et al. (2000), Alali y Jaggi (2010). Hemos establecido una variable adicional para controlar este efecto. 20 Toda la información ha sido obtenida de la base de datos Bankscope facilitada por Bureau van Dijk Electronic Publishing (BvDEP). Esta base de datos ha sido también empleada por Bushman y Williams (2009) y Fonseca y González (2008) en investigaciones con muestras de diferentes países. La información financiera de Bankscope está proporcionada por Fitch Ratings y compilada predominantemente del balance de situación, la cuenta de resultados y las notas de los informes anuales auditados. De la estructura económica de los balances de las entidades de depósito se ha obtenido la información de las variables: activos totales, préstamos totales, créditos morosos o non-performing loans, provisión para préstamos fallidos o loan loss allowance. De la estructura financiera la correspondiente al total de depósitos, total de pasivos y fondos propios. En la cuenta de resultados se obtiene la información de las dotaciones a la provisión para préstamos fallidos LLP y el beneficio antes de impuestos. Mientras que de las notas de la cuentas anuales se recoge la información de las cancelaciones de préstamos netas de recuperaciones, el Capital TIERI y la ratio de Capital TIER I. La tabla 2 contiene los estadísticos descriptivos de las entidades de depósito españolas en el periodo 2005-2009. Además, consideramos relevante presentar en la tabla 3 la media y la desviación típica para las entidades de depósito en el periodo de expansión (2005-2007) y en el periodo de crisis financiera (2008-2009). Las variables son deflactadas por los activos totales, a excepción de las ratios y las dummies. Los descriptivos se van a comparar con los presentados por Pérez et al. (1998) en el periodo 1986-2002 para entidades de depósito españolas; siendo éste el estudio español más reciente que también deflacta las variables por el total de activos. La tabla 3 muestra que la media del total de activos de las entidades de depósito españolas es de 60.757.680 €, con valores que oscilan entre los 566.800 € y 1.110.529.500 €. La variable dependiente (LLP), representa un valor medio del 0,4 % del total de activos, igual a la media de la dotación a la provisión por morosidad específica y genérica de Pérez et al. (2008). De un incremento medio del total de préstamos sobre el total de activos (?LOAN) del 8,7%, los créditos morosos experimentan un incremento medio (?NPL) del 0,6%. La media de los créditos morosos (NPL) es igual al 0,8% del total de 21 activos, bastante inferior al 1,99% de Pérez et al. (2008). Del mismo modo, las cancelaciones netas de préstamos sobre el total de activos (LCO) muestran un valor medio inferior del 0,1%. Las entidades españolas tienen en media una ratio de capital TIER I del 8,3%, que duplica el nivel de capital regulatorio mínimo del 4% exigido en Basilea y pone de manifiesto su robustez. No obstante, el nivel de capital es inferior al 10,01 % presentado en Pérez et al. (2008). El resultado antes de impuestos y dotaciones tiene un valor medio del 1,3%, inferior al 1,42 % de Pérez et al. (2008). En la tabla 2 se puede observar como LLP presenta un valor medio del 0,3% en el periodo de expansión, que se duplica en la crisis financiera en consonancia a nuestra hipótesis. También se puede observar como el crecimiento en los préstamos (?LOAN) se contrae en el periodo de crisis, variando de un crecimiento medio del 12,3% al 1,4% del total de activos. También los créditos morosos (NPL) se incrementan sustancialmente en el periodo de crisis, de un valor medio del 0,1% sobre el total de activos al 1,3%. Así como las cancelaciones netas de préstamos (LCO) se duplican. Soportan menores activos de riesgo (RISK) en el periodo 2008-2009 por la caída de las inversiones y la consecuente caída generalizada de las cotizaciones de los títulos. Como era de esperar, las entidades de depósito presentan menores resultados antes de impuestos y dotaciones para créditos fallidos (EBTP) durante la crisis financiera. En lo que respecta a la ratio de Capital TIER I tendría que estar en niveles entre el 10% y el 12% para afrontar la crisis financiera. Tabla 2. Estadísticos descriptivos para el total de la muestra en el periodo 2005-2009. Variable ASSETS (€) Media 60.757.68 0 Desv. típ. 154.563.81 5 Mín. 566.80 0 25% 8.216.60 0 Mediana 13.759.30 0 75% 42.801.30 1 Máx. 1.110.529.50 0 LLPit 0,004 0,002 -0,0003 0,0025 0,0035 0,0053 0,0099 ? LOANit 0,087 0,067 -0,0885 0,0306 0,1003 0,1373 0,2227 ? NPLit 0,006 0,008 -0,0081 0,0002 0,0019 0,0094 0,0309 NPLt-1 0,008 0,008 0,00 0,0034 0,0050 0,0083 0,0486 LCOit 0,001 0,002 0,0002 0,0006 0,0015 0,0086 LLAt-1 0,013 0,004 -0,008 0,0000 9 0,0107 0,0125 0,0148 0,0276 RISKit 0,706 0,142 0,1656 0,6640 0,7298 0,7946 0,9236 EBTPit 0,013 0,005 0,0016 0,0102 0,0124 0,0154 0,0388 Iit 0,083 0,025 0,00 0,07 0,08 0,09 0,20 22 16,742 1,360 13,247 8 15,9217 16,4372 17,5721 20,8281 LO/DEit 1,42 0,358 0,04 1,23 1,42 1,61 2,3 EQ/TAit 0,07 0,0271 0,00 0,06 0,06 0,08 0,25 SIZEit Todas las variables están en tanto por 1, excepto SIZE que está en logaritmo. Definiciones de las variables en la Tabla 1. Tabla 3. Estadísticos descriptivos para el periodo antes y después de la crisis financiera Variable ASSETS (miles de €) Periodo antes de la crisis (2005-2007) n= 157 Periodo de crisis (2008-2009) n=74 Media Media 51.659 Desv. típ. 131.337 80.061 Desv. típ. 194.557 LLPit 0,003 0,002 0,006 0,002 ? LOANit 0,123 0,046 0,014 0,035 ? NPLit 0,001 0,003 0,015 0,008 NPLt-1 0,005 0,004 0,013 0,011 LCOit 0,001 0,001 0,002 0,002 LLAt-1 0,012 0,003 0,015 0,004 RISKit 0,723 0,150 0,669 0,115 EBTPit 0,014 0,005 0,012 0,005 Iit 0,081 0,026 0,088 0,021 SIZEit 16,65 1,32 16,94 1,43 LO/DEit 1,408 0,368 1,446 0,336 EQ/TAit 0,073 0,026 0,064 0,028 Todas las variables están en tanto por 1, excepto SIZE que está en logaritmo. Definiciones de las variables en la Tabla 1. 5. Resultados 5.1. Análisis Univariante La tabla 4 presenta los coeficientes de correlación de Spearman entre las variables del modelo de estimación de LLP. El coeficiente de correlación del resultado antes de impuestos y dotaciones a la provisión para créditos fallidos (EBTP) es positivo (?=0,26) y significativo al 1% de nivel, de forma coherente con la hipótesis de alisamiento del resultado a través de LLP. LLP está negativamente relacionada con la ratio de Capital TIER I a un nivel de significatividad del 5%, lo que es incoherente con la gestión del capital 23 a través de LLP. El coeficiente de correlación de la Dummy Crisis (D_CRISIS) es positivo (?=0,49) y significativo al 1%, indicando que en el periodo de crisis LLP se incrementan. Tabla 4. Matriz de correlaciones de Spearman c Nivel de significatividad: p=0,01; b0,01<p=0,05; a0,05<p=0,10. Definiciones de las variables en Tabla 1 En cuanto a las variables relativas al componente no discrecional de LLP, el cambio en el total de préstamos (? LOAN) influye negativamente y de forma significativa al 1% de nivel en LLP. De forma coherente con la literatura previa, el cambio en los créditos morosos (?NPL), el saldo inicial de los créditos morosos (NPL), las cancelaciones netas de préstamos (LCO) y el saldo inicial de la provisión para préstamos fallidos (LLA) influyen de forma positiva y significativa al 1% en LLP. A pesar de contar con el signo esperado, el riesgo de la cartera de activos no influye significativamente. En lo que respecta a las variables de control, el tamaño de la entidad (SIZE), y la ratio de préstamos sobre depósitos (LO/DE), con coeficientes de correlación de 0,18 y 0,23 respectivamente, influyen positivamente y con un nivel de significatividad del 1%. Además, si la entidad de depósito elabora estados consolidados influye al 10% de nivel en LLP. La ratio de fondos propios sobre activos (EQ/TA) y el tipo de entidad de depósito (D_TYPE) presentan el signo esperado pero no resultan significativas. En cuanto a las correlaciones entre las variables explicativas del modelo, la Dummy Crisis (D_CRISIS) se correlaciona con un ?= -0,76 con el cambio en el total de préstamos (? Loan) y con el cambio en los créditos morosos (?NPL) con un ?=0,75. La correlación entre los créditos morosos (NPL) y la reserva para préstamos fallidos (LLA) es positiva y alta (?=0,71) como Variable 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 0,26c 0,01 0,37c 1. LLPit 2. ? LOANit -0,28c 3. ? NPLit 0,58c -0,58c 4. NPLit-1 0,49c -0,41c 0,34c 5. LCOit 0,49c -0,31c 0,37c 6. LLA it-1 0,54c -0,40c 0,44c 0,71c 0,44c 7. RISKit 0,11 0,43c -0,13a -0,04 -0,12a 0,30c 8. EBTPit 0,26c 0,31c -0,10 -0,06 0,21c 0,03 0,30c 9. Iit -0,15b -0,35c -0,02 0,04 -0,08 -0,07 -0,32c 0,13b 10. D_CRISISit 0,49c -0,76c 0,75c 0,48c 0,40c 0,48c -0,30c -0,24c 0,20c 11. SIZEit 0,18c -0,04 0,13a -0,04 0,41c -0,16 -0,27c 0,16b -0,16b 12. LO/DEit 0,23c 0,07 0,21c 0,06 0,29c 0,08 0,08 -0,03 -0,41c 0,05 0,42c 13. EQ/TAit -0,10 0,40c -0,21c -0,15b -0,23c -0,05 0,42c 0,46c 0,34c -0,27c -0,19c -0,27c 0,04 -0,04 -0,18a 0,04 0,00 0,19c -0,14b 0,10 -0,21c 0,03 0,13a -0,13b -0,05 0,00 14. D_TYPEit 15. D_CONSit 0,10 0,11 a 0,08 0,06 0,07 0,14b 0,50c 0,01 -0,11 -0,31c 0,10 0,21c 24 sugiere la literatura previa y como se demuestra en Lobo y Yang (2001). El resto de correlaciones entre las variables son similares a estudios previos. La multicolinealidad entre las variables se trata de reducir centrando a la media las variables del modelo como se comentó anteriormente. 5.3. Resultados modelo multivariante y Discusión La tabla 5 muestra los resultados obtenidos de la estimación de la dotación total a la provisión para créditos fallidos (LLP). El Modelo (1) se corresponde con la ecuación (1) anteriormente presentada. El Modelo (2) se corresponde con la ecuación (2) en la que se incluye el efecto interacción EBTP* D_CRISIS. Tabla 5. Regresión de la Dotación a la provisión para fallidos (20052009) Variable dependiente: LLPit Signo previsto Constante +/- ? LOANit + -0,064 (-0,694) - 0,009(-0,099) ? NPLit + 0,275 (3,277)*** 0,274 (3,485)*** NPLt-1 + 0,174(2,075)** 0,299 (3,637)*** LCOit + 0,174 (2,996)*** 0,124 (2,242)** LLAt-1 +/- -0,097 (-1,027) -0,031 (-0,343) RISKit + 0,026 (0,270) 0,018 (0,203) EBTPit +/- 0,501 (7,303)*** 0,356 (5,056)*** Iit +/- -0,229(-2,773)*** -0,216 (-2,795)*** D_CRISISit + 0,287 (2,894)*** 0,318 (3,421)*** EBTP*D_CRISISit + SIZEit +/- -0,135 (-2,116)** -0,123 (-2,062)** LO/DEit + 0,005 (0,079) 0,005 (-0,089) EQ/TAit - -0,038 (-0,493) -0,049 (-0,675) D_TYPEit + +0,049 (0,841) 0,024 (0,439) Modelo (1) (-5,103)*** Modelo (2) (-4,529)*** 0,291 (5,047)*** 25 D_CONSit Estadístico- F 2 R Ajustada +/- 0,238 (3,959)*** 0,209 (3,690)*** 24,83*** 28,17*** 0,642 0,687 2 ? en R 0,043*** Niveles de significatividad: *** 0,01, ** 0,05,* 0,10. Estadístico t entre paréntesis. En conjunto los resultados muestran como el modelo 1 es significativo globalmente al 1% de nivel con un estadístico F de 24,83. La R2 ajustada indica que el modelo explica aproximadamente el 64% de la variación de LLP, por lo que su poder explicativo se considera alto. De las variables empleadas para estimar el componente no discrecional de LLP obtenemos que el cambio en los créditos morosos (? NPL), las cancelaciones de préstamos netas de recuperaciones (LCO) y el saldo inicial en los créditos morosos (NPL) influyen positivamente y significativamente en LLP; especialmente las dos primeras que resultan significativas al 1%, coherente con un sistema basado en pérdidas incurridas. La influencia positiva del cambio en los créditos morosos (?NPL) en LLP asocia un incremento en los créditos morosos con un aumento de la provisión (LLP) en coherencia con las investigaciones previas en contextos donde no existe provisión genérica (Alali y Jaggi, 2010; Bushman y Williams, 2009; Kwak et al., 2009; Kanagaretman et al., 2004; Kanagaretman et al., 2003; Beatty et al., 2002; Lobo y Yang, 2001; Niswander y Swanson, 2000; Ahmed et al.,1999; Kim y Kross, 1998; Beatty et al.,1995; Collins et al.,1995 y Wahlen et al.,1994). Los créditos morosos del año anterior (NPLt-1) nos informan de los créditos morosos futuros, puesto que influye positivamente en LLP coherente con Alali y Jaggi, 2010; Kanagaretman et al., 2004; Lobo y Yang, 2001; Collins et al., 1995; Wahlen et al., 1994. Cuanto mayores son las cancelaciones de préstamos netas de recuperaciones del periodo actual (LCO), mayor es LLP ya que se asocia con mayor nivel de riesgo futuro (Alali y Jaggi, 2010; Bushman y Williams, 2009; Kanagaretman et al., 2004; Lobo y Yang, 2001; Kim y Kross, 1998; Beaver y Engel, 1996; Wetmore y Brick, 1994). Por el contrario, no encontramos influencia significativa del cambio en el total de préstamos (? LOAN) en LLP. El resultado es incoherente con el contenido del Anejo IX de la CBE 4/2004 y asimismo con la filosofía de la dotación genérica que por definción debe reflejar el montante estimado de las pérdidas inherentes a los préstamos concedidos 26 durante el ejercicio; entendemos que si evidencia que en la práctica la dotación genérica suele estar supeditada a que la entidad obtenga o no durante el ejercicio resultados (EBTP) positivos y elevados. Teniendo en cuenta que las pérdidas por insolvencias realizadas puedan cubrirse con los saldos existentes de la provisión genérica, la decisión de dotar provisiones para insolvencias resulta ser discrecional a juicio de la gerencia. No obstante, los resultados son coherente con Kim y Kross (1998) y Wetmore y Brick (1994), sin embargo estos trabajos están realizados en contexto americano donde la provisión se basa en pérdidas realizadas. Por otro lado su relación está muy condicionada por el ciclo económico; Bouva y Lepetit (2008) estudian si la evolución de LLP puede explicar cambios en la política de crédito del banco a lo largo del ciclo económico y evidencian una relación negativa y significativa entre el componente no discrecional de LLP y el incremento en el total de préstamos del periodo, es decir, amplifica el ciclo. Los incentivos de los bancos a dar mas créditos en fases de expansión es reforzado por la infravaloración de los costes asociados, por el contrario frena la concesión de préstamos en épocas de recesión, especialmente en bancos infracapitalizados. Por el contrario, no encuentra relación entre el componente discrecional de LLP y las fluctuaciones en los créditos, por lo que defiende la creación de una provisión dinámica para romper o compensar ese efecto procíclico de la provisión especifica. El saldo inicial de la provisión o reserva para préstamos fallidos (LLA) presenta un signo negativo que es coherente con Kanagaretman, 2004; Lobo y Yang, 2001; Beatty et al., 1995 y Wahlen, 1994, pero no resulta ser significativo como en Collins et al. (1995). El coeficiente del riesgo de la cartera de activos (RISK) es positivo como esperabamos y consistente con Alali y Jaggi (2010); sin embargo, no es estadísticamente significativo. Con respecto a las variables discrecionales de LLP, el coeficiente de la variable resultado antes de impuestos (EBTP) es positivo y significativo al 1%, lo que confirma la hipótesis de alisamiento del resultado demostrada en investigaciones previas (Ma, 1988; Greenwalt y Sinkey, 1988; Wahlen, 1994; Collins et al., 1995; Bhat, 1996; Kim y Kross, 1998; Niswander y Swanson, 2000; Lobo y Yang, 2001; Beatty et al., 2002, Kanagaretman et al., 2003, Rivard et al., 2003; Laeven y Majnoni, 2003; Kanagaretman et al., 2004; Anandarajan et al., 2007; Fonseca y González, 2008; Bushman et al., 2009; Alali y Jaggi, 2010). 27 Esta relación sugiere que los gerentes de las entidades de depósito posponen el reconocimiento de una parte del resultado actual a través de un incremento en LLP cuando el resultado es alto. En sentido opuesto, cuando el resultado es bajo, disminuyen LLP y toman prestado resultado del periodo siguiente en el que el resultado sea alto. Los resultados también son coherentes con Anandarajan et al. (2003) y con Pérez et al. (2008) que encuentran alisamiento del resultado en el contexto español tras la aplicación de la provisión estadística en el año 2000. Sin embargo, ambos estudios se centraron en un periodo de estudio previo a la nueva definición de provisiones por morosodad con adaptación de la normativa bancaria a las IFRS. Encontramos que el coeficiente de la ratio de capital TIER I es negativo y significativo al 1%, lo que indica en general que mas bajos niveles de capital regulatorio, tienden a reconocer mayores niveles de provisión (LLP), lo que consideramos que es una consecuencia y no se corrobora la hipótesis de gestión del capital; el resultado es coherente con Anandarajan et al. (2003) y Pérez et al. (2008) en el contexto español. Pérez et al. (2008) argumentan que las practicas de gestión del capital están determinadas por el riesgo de crédito y el resultado, y no por LLP. Con distinta metodología, los resultados son consistentes también con Alali y Jaggi (2010); Kwak et al. (2009), Ahmed et al. (1999); Kim y Kross (1998), que sí encuentran evidencia de gestión del capital a través de LLP. No obstante, se debate la consideración de la provisión genérica en TIER II, volviendo a la situación previa a 2005. No consideramos adecuado su computo ya que podría introducir demasiada volatilidad en el capital y tener efectos indeseables en los tiempos de crisis en los que las dotaciones a la provisión genérica son mínimos como consecuencia de la propia hipótesis de alisamiento del resultado. Como esperábamos, la dummy crisis influye positivamente en LLP, siendo el nivel de significatividad muy elevado (1%). Ello nos informa de que en el periodo de crisis financiera (2008-2009) LLP se incrementa significativamente con respecto al periodo de bonanza (2005-2007) y por tanto, pone de manifiesto que el reconocimiento de LLP es procíclico y agrava la situación del sistema bancario y de la crisis financiera. Este hallazgo es coherente con Wetmore y Brick (1994) que demuestran que en un año de crisis crediticia se incrementaron LLP. Así como también lo es con los estudios de Laeven y Majnoni, 2003; Fonseca y González, 2008; Bushman y Williams, 2009 y Pérez et al. (2008) según los cuales en las fases de caída del PIB pc se incrementa LLP. 28 Los resultados profundizan sobre los obtenidos por Pérez et al. (2008) antes de la reforma de la CBE 4/2004 demostrando que el reconocimiento de LLP es procíclico no solo tras la aplicación de la provisión estadística del año 2000, sino también tras su conversión en provisión generica o dinámica en 2005. El mecanismo por el que se esperaba un incremento de LLP en tiempos de bonanza para en tiempos de recesión usar las reservas para fallidos como amortiguador, no ha sido suficiente en cuantía. Implica que la nueva provisión dinámica bajo la CBE 4/2004 reduce el impacto de la dotación por morosidad en el periodo de crisis financiera actual, pero no lo compensa. Una limitación del trabajo es considerar conjuntamente la provisión específica y genérica cuando su comportamiento es contrario: en épocas de bonanza se dota provisión genérica y en épocas de crisis se dota la específica. En definitiva, nuestros hallazgos confirman que las entidades de depósito españolas tras la entrada en vigor de las IFRS en España a través de la CBE 4/2004 alisan el resultado a través de LLP. Además se señala que en el periodo de crisis lo hacen a través de un incremento en LLP. En lo que respecta a las variables de control, el tamaño de la entidad de depósito (SIZE) influye de forma negativa y significativa al 5% de nivel en LLP de forma coherente con Bhat (1996). Nosotros corroboramos el argumento de Pérez et al. (2008) de que las entidades de mayor tamaño al tener la cartera de crédito diversificada dotan menos provisiones para créditos fallidos. El coeficiente de la variable de control (D_CONS) también es positivo y significativo, e indica que las entidades de depósito que elaboran estados financieros consolidados informan mayores LLP en relación a aquellas que elaboran estados financieros individuales, resultado que es necesario profundizar mediante interacciones con otras variables para llegar a conclusiones mas afinadas. La ratio de préstamos sobre depósitos (LO/DE) y la ratio de fondos propios sobre activos (EQ/TA) son no significativas apesar de verificarse el signo esperado. El tipo de entidad de depósito (D_TYPE) resulta ser no significativa a pesar de tener el signo esperado positivo por el que las cajas de ahorro dotan mayores provisiones. Esta es una cuestión ampliamente debatida a nivel teórico que partía de la hipótesis de que la 29 distinta configuración de los fondos propios modulaba ampliamente los incentivos para alisar el resultado; reconsiderando nuestra opinión, los fondos para la obra benefico social actúan de dividendo social, el incentivo del directivo es equivalente; por ello, la diferencia básica queda restringida al mercado: si bien no cotiza el capital, si pueden emitir bonos o cuotas participativas con efectos similares. En la última columna de la Tabla 5 se muestra el Modelo 2. Este recoge la estimación de LLP incluyendo el efecto interacción EBTP*D_CRISIS. El Modelo 2 también es significativo globalmente al 1% de nivel dado un estadístico F con valor 28,17. La R2 ajustada del modelo 2 presenta un valor de 68,7%, siendo el cambio en la R2 con respecto al Modelo 1 sin efecto interacción de 0,043. El cambio en la R2 ajustada es estadísticamente significativo al 1% de nivel, lo que nos informa que la inclusión del efecto interacción EBTP*D_CRISIS mejora significativamente el poder explicativo del modelo de LLP. Los resultados del modelo 2 apenas difieren de los comentados para el Modelo 1, no obstante, se pueden apreciar algunos cambios. El coeficiente del saldo inicial de los créditos morosos (NPL) se vuelve más significativo en el Modelo 2, influyendo positivamente y al 1% de nivel sobre LLP. Ello lo hace en detrimento del coeficiente de las cancelaciones netas de préstamos (LCO), que disminuye su significatividad a un 5% de nivel. Finalmente, el coeficiente del efecto interacción EBTP*D_CRISIS es positivo y significativo al 1%. Esta relación positiva evidencia que los directores de las entidades de depósito alisan más el resultado a través de LLP durante el periodo de crisis financiera (2008-2009) que en el periodo de expansión (2005-2007). Esta conclusión es coherente con Alali y Jaggi (2010), quienes demuestran que la magnitud del coeficiente de la variable resultado pre-manipulado es mayor durante el periodo de crisis comparado con el periodo antes de la crisis. Sin embargo, es contraria a Pérez et al. (2008) en el periodo 1986-2002 que no existe diferencia significativa en la magnitud de alisamiento entre periodos de expansión y recesión. 6. Conclusiones Las características particulares del sistema de provisiones español y la adaptación de la normativa bancaria española a las IFRS a través de la CBE 4/2004 nos lleva a examinar si los bancos y cajas españoles alisan el resultado y gestionan el capital mediante LLP en el periodo 2005-2009. Nosotros contribuimos al Debate de la reforma de 30 la IFRS 39 por el IASB, examinando si la actual provisión dinámica del BdE con carácter anticíclico tiene realmente un efecto anticíclico que permite reducir el impacto de LLP en tiempos de crisis. Asimismo analizamos si el incentivo de los gerentes de las entidades a alisar el resultado es mayor durante el periodo de crisis 2007-2009 mediante el uso de un efecto interacción. Adicionalmente, nosotros consideramos una gran variedad de posibles factores explicativos de LLP, entre ellos la diferenciación entre bancos y cajas que no se soporta en el trabajo. Los resultados muestran que el poder explicativo del modelo de LLP es alto y sus hallazgos son coherentes con los de la literatura previa. Se confirma que las entidades de depósito españolas alisan el resultado a través de LLP en el periodo 2005-2009. Ello indica que los gerentes de las entidades incrementan LLP cuando el resultado es alto y las disminuyen cuando éste es bajo. Además implica que los criterios del anejo IX de la CBE 4/2004 no son los utilizados en la práctica en LLP ya que no encontramos asociación con el incremento las operaciones de crédito durante el ejercicio, ni con el saldo de la provisión en el ejercicio anterior, ni por el nivel de riesgo del banco; depende basicamente de los niveles de resultado premanipulados con el objetivo de reducir la volatilidad del resultado para transmitir estabilidad a los inversores. No se obtiene evidencia del uso de LLP para gestionar el nivel de capital regulatorio tras el Acuerdo de Basilea pero su interpretación requiere de un análisis mas detallado; el signo negativo evidencia que reducciones en TIER I se asocian con incrementos LLP, y esto solo es cierto si hablamos de provisión específica por el efecto en los activos ponderados por riesgo, no así en la parte de provision genérica, por lo que completaremos el trabajo con dicho análisis. Encontramos evidencia significativa de que durante el periodo de crisis financiera los gerentes incrementan LLP mas que proporcionalmente, por lo que el alisamiento es asimétrico, representando un esfuerzo muy superior en tiempos de crisis, coherente con el incremento efectivo de la morosidad. Nosotros sugerimos varios factores que explican estos hallazgos. Aunque la provisión genérica española tenga carácter anticíclico, como la estimación del deterioro de la cartera de activos financieros es calculada en base a los niveles de riesgo históricos, y a lo que se añade el efecto de dos crisis simultáneas, una crisis financiera e inmobiliaria, ha originado que no se dotaran las suficientes dotaciones en 31 periodos de bonanza para afrontar un riesgo de crédito tan elevado. De ahí, que en el periodo de crisis se incrementen LLP en mayor medida. Así mismo, el techo establecido para la provisión genérica en 1,25 de los activos ponderados por riesgo, también reduce su capacidad. En segundo lugar, el comportamiento actual de los gerentes es conservador, y una vez que los grandes bancos españoles han remontado su resultado, tienden a hacer una cobertura de las pérdidas por morosidad para transmitir fiabilidad sobre su solvencia. En tercer lugar, en tiempos de crisis se contrae la concesión de los créditos y los préstamos que se conceden son de mayor calidad, lo que sugiere una disminución de LLP. Por ello, la variable incremento en el total de préstamos (?LOAN) resulta ser no significativa en el modelo al no guardar coherencia con la obtención de mayores LLP en tiempos de crisis por la mayor preponderancia en esta época de la provisión específica. Aunque basicamente la no relación entre LLP y ?LOAN se debe a que la provisión por morosidad genérica en la práctica se dota no en función del volumen de créditos concedidos, sino en función del nivel de resultados al final del año. En definitiva, la provisión dinámica española con carácter anticíclico pone de manifiesto una serie de limitaciones para el IASB, su reconocimiento temprano de las pérdidas de crédito no usa la información estadística para predecir las pérdidas de crédito futuro, sino que se basa en información histórica. Además esta provisión, pese a que puede ayudar a mitigar la prociclicidad, evidenciamos que no consigue mitigarla por completo al basarse simplemente en un alisamiento aceptado y reconocido, sin que otros criterios entren en más debate que la pura literatura del Anejo IX. Finalmente no encontramos diferencias significativas en el comportamiento de las cajas de ahorros frente a los bancos. Por lo que las motivaciones, aunque algo distintas en el caso del carácter del dividendo social, no parecen inducir a comportamientos diferenciados. El estudio cuenta con una limitación importante. El incremento del número de fusiones y absorciones que ha tenido lugar en los últimos años, ha reducido el número de observaciones disponibles para realizar el estudio. 32 El trabajo se completará con la separación la dotación a la provisión por morosidad en genérica y en específica con el fin de examinar si ejercen un comportamiento diferenciado. Es nuestro interés analizar si se gestiona el capital a través de LLP tras el Acuerdo de Basilea II, con el efecto de los nuevos modelos de definición del riesgo basados en calificaciones internas. 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. 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