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O Papel de variaveis economicas e atributos da carteira na estimacao das provisoes discricionarias para perdas em operacoes de credito nos bancos brasileiros.

1 INTRODUCAO

Tendo em mente as questoes expressas por Dechow, Sloan e Sweeney (1995), McNichols (2000) e Dechow, Richardson e Tuna (2003) de que a eficacia dos estudos sobre gerenciamento de resultados depende da capacidade dos modelos de capturar a gestao discricionaria de ganhos quando eles de fato ocorrerem, o presente estudo pretende avaliar se a incorporacao de variaveis de controle que representam a situacao macroeconomica e os atributos da carteira de credito, tais como os tipos de operacoes de credito, localizacao geografica dos devedores, grau de concentracao da carteira e vencimentos de emprestimos em andamento, sao capazes de melhorar a especificacao dos modelos criados para identificar a discricionariedade da gestao nas despesas com provisoes para creditos de liquidacao duvidosa (LLP em ingles Loan Loss Provisions) pelos bancos.

A justificativa para isso e que, de acordo com os orgaos reguladores como o International Accounting Standards Board (IASB, 2011), o Federal Financial Institutions Examination Council (FFIEC, 2001) e o Conselho Monetario Nacionali (CMN, 1999), aspectos como tipos de ativos, setor da industria e localizacao geografica dos devedores e as condicoes economicas devem ser levados em consideracao pelos bancos no processo de determinacao da LLP, mas os modelos adotados para estimativa da LLP nao discricionaria (NDLLP) tem como base principalmente as variaveis contabeis. Em geral, estao baseados nas variaveis que representam os volumes de operacoes de credito inadimplentes, emprestimos baixados e provisao para creditos de liquidacao duvidosa usados como regressores que explicam o NDLLP. Embora alguns estudos mais recentes, como Kanagaretnam, Krishnan e Lobo (2009, 2010), incorporem variaveis de controle em modelos concebidos para identificacao da parcela nao discricionaria do LLP, esses modelos em geral nao contemplam alguns aspectos importantes.

Este estudo baseia-se na suposicao de que uma das premissas para um sistema financeiro solido e a transparencia, representada pela adequada evidenciacao de informacoes sobre os ativos, a situacao financeira e os resultados dos bancos, alem de outros aspectos pertinentes, como estrutura organizacional, controles internos e gestao de risco, conforme destacado pelo Comite da Basileia de Supervisao Bancaria (BCBS--Basel Committee on Banking Supervision, 1998). Considerando que esses requisitos de transparencia sao representados principalmente pelas demonstracoes financeiras dos bancos, as praticas de gerenciamento de resultados podem representar um problema serio para a disseminacao da situacao financeira efetiva dessas entidades. De acordo com esse entendimento, Cornett, McNutt e Theranian (2006) apontam que as escolhas contabeis, manipulacao de informacoes financeiras e gerenciamento de resultados sao especialmente criticas nos sistemas financeiros, tendo em vista os impactos que problemas nas instituicoes bancarias podem causar sobre a economia. Cheng, Warfield e Ye (2011) enfatizam que os efeitos da crise financeira de 2008 aumentaram a importancia de investigar a pratica de gerenciamento de resultados no setor bancario, considerando seu papel em garantir o bom funcionamento da economia.

A fim de cumprir esse objetivo e selecionar o modelo que melhor explica o processo de geracao de dados, os resultados da estimacao do modelo proposto sao comparados a outros modelos encontrados na literatura, por meio dos seguintes procedimentos: (i) comparacao dos [R.sup.2]s ajustados dos modelos, (ii) aplicacao do teste de selecao de modelo de Vuong (1989), (iii) aplicacao do teste F para comparacao dos modelos aninhados (Greene, 2002), e (iv) analise da persistencia dos componentes discricionarios e nao discricionarios de LLP, utilizando o teste proposto por Dechow, Richardson e Tuna (2003). Para comparar os resultados empiricos, todos os modelos sao estimados utilizando a mesma amostra e dados. Os dados foram obtidos nos relatorios de Informacoes Financeiras Trimestrais de bancos comerciais, multiplos e caixas economicas que operam no mercado bancario brasileiro, do primeiro trimestre de 2001 ao terceiro trimestre de 2012, disponiveis no site do Banco Central do Brasil (BCB).

Os resultados confirmam a consistencia do modelo proposto com respeito aos sinais esperados dos coeficientes dos regressores e sua significancia estatistica. Quando comparados com os outros modelos de dois estagios encontrados na literatura, foi constatado que o modelo proposto apresenta a segunda melhor estatistica de [R.sup.2] ajustado entre os dez concorrentes examinados. Com respeito ao teste de selecao do modelo de Vuong (1989), o modelo proposto nao e superado por nenhum outro, sendo mais preciso do que o de seis concorrentes e tao preciso quanto o modelo dos tres concorrentes remanescentes. Com respeito aos tres modelos aninhados, o teste F de modelos aninhados (Greene, 2002) mostrou que o modelo proposto possui um poder explicativo maior. Percebeu-se tambem que o modelo proposto se destaca dentre aqueles que mostram maior grau de persistencia do componente nao discricionario e maior transitoriedade do componente discricionario do LLP, conforme esperado, o que oferece evidencias extras da solidez do modelo.

Este trabalho contribui com a literatura ao demonstrar que a inclusao de variaveis que representam a situacao macroeconomica e determinados atributos da carteira de credito aperfeicoa a especificacao de modelos concebidos para estimar a LLP divulgada pelos bancos. Especificamente, a introducao do crescimento do Produto Interno Bruto (PIB), os tipos de operacoes de credito, a localizacao geografica dos devedores, o grau de concentracao da carteira de credito e os vencimentos de operacoes de credito em andamento melhoram a identificacao da discricionariedade da gestao na determinacao da LLP. Os resultados confirmam que os bancos brasileiros utilizam diretrizes emitidas por autoridades regulatorias como o IASB, FFIEC e CMN ao determinar a LLP.

Considerando que os regulamentos emitidos pelo CMN para o calculo da LLP no sistema bancario brasileiro constituem um modelo hibrido de provisoes para perdas, tendo aspectos tanto de perdas esperadas quanto de perdas incorridas, conforme discutido na Secao 2.2., as evidencias empiricas obtidas neste estudo devem ser uma referencia para estudos futuros em diferentes ambientes regulatorios.

Alem desta introducao, o trabalho apresenta uma discussao sobre o gerenciamento de resultados no sistema bancario (Secao 2), apresenta a proposta de um modelo para identificacao da parcela nao discricionaria da LLP pelos bancos brasileiros (Secao 3), descreve os testes empiricos de comparacao dos modelos concorrentes (Secao 4), apresenta e analisa os resultados empiricos (Secao 5) e apresenta uma conclusao (Secao 6).

2 GERENCIAMENTO DE RESULTADOS NO SISTEMA BANCARIO

O setor bancario tem se revelado um ambiente critico para estudos sobre gerenciamento de resultados, por expor serias preocupacoes com respeito a qualidade das informacoes contabeis nos bancos, especialmente em relacao a possibilidade de que elas possam ocultar riscos que colocam em perigo sua solidez financeira. Entre os motivos mencionados por autores como Cornett, Mcnutt e Theranian (2006), Goulart (2007) e Cheng, Warfield e Ye (2011), destacam-se a importancia de o sistema bancario garantir o bom funcionamento da economia, as consequencias sistemicas de eventuais problemas nos bancos para a economia como um todo, a necessidade de criar um ambiente de confianca e credibilidade das instituicoes bancarias e os requisitos de transparencia inerentes ao sistema bancario e exigidos pelos reguladores.

Um aspecto importante a ser considerado e a disciplina do mercado. De acordo com Stephanou (2010), a disciplina do mercado e o mecanismo pelo qual os participantes do mercado monitoram e disciplinam comportamentos de assumir riscos excessivos por parte dos bancos. A disciplina de mercado esta relacionada ao framework institucional--informacoes, incentivos e controle--utilizado para reduzir o risco moral e a assimetria das informacoes, que estao presentes com frequencia nas atividades bancarias. Apesar da disciplina de mercado, existem evidencias sobre comportamentos oportunistas e anti-eticos muitas vezes demonstrados pelos bancos. Por exemplo, Marcondes (2008) contatou empiricamente que a manipulacao contabil, obtida por meio de acumulacoes discricionarias, permitiu que os bancos pagassem taxas de juros mais baixas a depositantes do que os indices de risco implicariam.

Em resumo, pesquisas sobre o gerenciamento de resultados praticado pelos bancos, alem de esclarecerem a necessidade de reduzir a assimetria de informacoes entre agentes economicos, envolvem a busca por divulgacoes financeiras justas, completas e neutras, que contribuem para a confianca, a solidez e o apropriado funcionamento do sistema bancario.

2.1 ACUMULACOES AGREGADAS VERSUS ACUMULACOES ESPECIFICAS

De acordo com Healy e Wahlen (1999), a analise das acumulacoes e um dos metodos mais importantes adotados nos estudos empiricos sobre gerenciamento de resultados. Ela considera duas dimensoes possiveis: acumulacoes agregadas e acumulacoes especificas. Estas, focadas na analise de contas especificas ou em um setor especifico, apresentam a oportunidade de um modelo do problema mais consistente e adequado (Cheng, Warfield e Ye, 2011), sendo consideradas por Healy e Wahlen (1999) e McNichols (2000) como as de maior potencial para avanco nas pesquisas.

Isso e particularmente relevante ao se considerar o debate sobre a dificuldade de detectar e medir o gerenciamento de resultados (Dechow, Sloan e Sweeney, 1995), bem como sobre as limitacoes dos modelos econometricos na captura da discricionariedade da administracao em relacao as acumulacoes contabeis (Jones, Krishnan e Melendrez, 2008). Nesse sentido, a escolha de um escopo mais limitado--o setor bancario--associado a possibilidade de analisar o comportamento de uma conta especifica--a LLP--, fornece a oportunidade para melhores especificacoes de modelo, mitigando o risco de omissao ou de erros ao escolher as variaveis explanatorias relevantes. De acordo com Kanagaretnam, Krishnan e Lobo (2010), o uso de acumulacoes especificas em um setor como o bancario possibilita uma segregacao mais apropriada de componentes discricionarios e nao discricionarios e permite a identificacao de outras diferencas transversais nas acumulacoes, aumentando a confiabilidade da analise empirica.

2.2 O USO DE LLP PARA GERENCIAMENTO DE RESULTADOS NOS BANCOS

A discricionariedade relativa a LLP e seus efeitos sobre a solidez do sistema bancario sao objeto de calorosos debates entre profissionais, academicos e reguladores. Por exemplo, o Comunicado do Federal Reserve dos Estados Unidos, de 24 de novembro de 1998, em que os orgaos regulatorios dos EUA alegam que, embora o processo de determinacao do nivel do LLP seja necessariamente proveniente das decisoes dos administradores sob ambiente de incerteza, isso nao deve ser usado para manipular rendimentos ou enganar investidores, depositantes, reguladores e outras partes envolvidas.

Nao por acaso e a area que registrou o maior numero de estudos sobre gerenciamento de resultados nas atividades bancarias, o que e justificado por Kanagaretnam, Lobo e Mathieu (2003) e Alali e Jaggi (2010) com o argumento de que a LLP representa as maiores acumulacoes nos bancos, criando as condicoes para manipulacoes contabeis em potencial. Gray e Clarke (2004) reforcam esse entendimento declarando que LLP nos bancos e considerado o principal veiculo para gerenciamento de resultados, tendo em mente sua inerente subjetividade.

Em geral, a pratica de gerenciamento de resultados no sistema bancario usando LLP provem do fato de que os gestores muitas vezes fazem julgamentos subjetivos sobre o assunto. Dentro da estrutura do Sistema Financeiro Nacional do Brasil, por exemplo, os parametros de constituicao de LLP sao definidos pela Resolucao 2.682 do CMN, de 21 de dezembro de 1999, que determina que as operacoes de credito devem ser classificadas dentro de uma ordem crescente de risco, com uma proporcao de provisao para perdas para cada nivel de risco, de acordo com uma escala que varia de 0% para nivel de risco AA ate 100% para nivel de risco H. A subjetividade provem dos criterios adotados pela administracao para definir essa classificacao. Ja que a norma estabelece que, apos determinado tempo o emprestimo pode ser reclassificado ou baixado, quando apropriado, o procedimento adotado pode ser definido como misto, com base tanto em conceitos regulatorios de modelo de perdas esperadas quanto de perdas incorridas, o que difere dos padroes recomendados pelo IASB.

2.3 MODELOS ADOTADOS PARA IDENTIFICACAO DA LLP DISCRICIONARIA NOS BANCOS

Dois tipos de procedimentos podem ser adotados na analise de acumulacoes especificas, para identificacao das praticas de gerenciamento de resultados por meio de analise de regressao. O primeiro adota modelos de um estagio, em que a associacao entre o comportamento das acumulacoes em exame e a(s) variavel(is) de interesse, que geralmente inclui uma medida de lucros contabeis, e avaliada a fim de identificar, por exemplo, seu possivel uso na suavizacao de resultados. O segundo adota modelos de dois estagios. Nesse caso, um modelo com variaveis que explicam o comportamento nao discricionario da conta em questao e estimado no primeiro estagio. Nesse tipo de modelo, os residuos estimados representam a parcela discricionaria, usada como variavel dependente no segundo estagio, a fim de avaliar a relacao com regressores que expliquem a acao oportunista da gestao.

Estudos que investigam o uso de LLP no gerenciamento de resultados nos bancos apresentam exemplos dos dois tipos de procedimento e a escolha do procedimento depende dos objetivos dos pesquisadores em cada pesquisa em particular. Kim e Kross (1998), Ahmed, Takeda e Thomas (1999), Lobo e Yang (2003), Shrieves e Dahl (2003), Goulart (2007) e Alali e Jaggi (2010), por exemplo, adotam modelos de um estagio em suas investigacoes. Beaver e Engel (1996), Kanagaretnam, Lobo e Mathieu (2003, 2004), Zendersky (2005), Marcondes (2008), Kanagaretnam, Krishnan e Lobo (2009, 2010), Kanagaretnam, Lim e Lobo (2010) e Cheng, Warfield e Ye (2011), entre outros, adotam os modelos de dois estagios para cumprir com seus objetivos de pesquisa.

Considerando que o objetivo deste estudo e comparar os resultados obtidos por meio de diferentes modelos para avaliar se a incorporacao de variaveis que representam a situacao macroeconomica e caracteristicas da carteira de credito melhoram a especificacao do modelo para identificacao da discricionariedade em LLP, sao avaliados especificamente os modelos de dois estagios, com a ressalva de que os modelos de um estagio utilizam, na maioria dos casos, variaveis compativeis com os modelos de dois estagios.

Em geral, os modelos de dois estagios usados para estimativa de LLP nao discricionaria incluem como regressores as contas que representam o volume da carteira de credito, os emprestimos vencidos e nao pagos, os emprestimos baixados e as provisoes para credito de liquidacao duvidosa. Uma sintese dos modelos de dois estagios previamente mencionados e as variaveis explanatorias usadas estao apresentadas na Tabela 1.

A incorporacao de variaveis relacionadas ao saldo da carteira de credito (LOAN e [DELTA]LOAN) segue a premissa de que quanto maior o volume de emprestimos, maior a provisao a ser realizada para compensar eventuais perdas. Vale mencionar, porem, que Marcondes (2008), Kanagaretnam, Krishnan e Lobo (2010) e Kanagaretnam, Lim e Lobo (2010) usaram as duas medidas simultaneamente quando, conceitualmente, elas sobrepoem, ja que a mudanca nos emprestimos esta incluida no saldo atual da carteira.

As variaveis relativas ao volume de creditos vencidos e nao pagos (NPL e [DELTA]NPL) tem uma relacao clara com o nivel de LLP, ja que representam o risco de perdas com as contas a receber do banco. A maioria dos modelos usa o saldo defasado dessa conta e sua variacao como regressores. Somente Kanagaretnam, Lim e Lobo (2010) utilizaram os creditos vencidos e nao pagos no periodo t como regressor, mas nao incluiram medidas de variacao. Beaver e Engel (1996) e Cheng, Warfield e Ye (2011) escolheram incorporar a [DELTA]NPL no periodo seguinte entre os regressores, com base na assuncao de que a LLP no periodo t antecipa as operacoes que irao ser negligenciadas no periodo t+1.

O valor dos emprestimos baixados (LCO) foi incorporado como uma variavel explanatoria de LLP em sete dos nove modelos analisados sob o argumento de que representa a materializacao da perda em si, e, portanto, deve haver uma relacao relevante e significativa entre essas variaveis. Com relacao ao saldo da provisao para credito de liquidacao duvidosa (LLA), sua inclusao como uma variavel explanatoria provem da assuncao de que a expectativa de perdas ja reconhecidas e um indicador de qualidade (ou a falta de qualidade) da carteira de credito, o que deve se refletir em outros ajustes em LLP.

O controle dos efeitos das caracteristicas das operacoes de credito no montante da LLP constituida em cada periodo foi considerado somente em estudos mais recentes, como os de Kanagaretnam, Krishnan e Lobo (2010) e Kanagaretnam, Lim e Lobo (2010). A premissa e que diferentes tipos de operacoes de emprestimos e de financiamento (TYP) tem diferentes impactos sobre as necessidades de LLP. Por outro lado, o controle de periodos de tempo (PER), que foi contemplado em quatro estudos mais recentes, tem como objetivo capturar as mudancas no cenario economico com o passar do tempo.

Por fim, uma variavel representando a taxa de juros implicita cobrada em operacoes de credito (INT) foi acrescentada como outra variavel explanatoria, conforme sugerido por Marcondes (2008), sob o argumento de que as carteiras com taxas de juros mais altas sao as de maior risco e, portanto, exigem LLP mais elevada.

3 O MODELO PROPOSTO

Neste estudo, o modelo proposto para identificacao da parcela discricionaria de LLP tem como base os estudos anteriores, revistos na Secao 2.3, com o acrescimo das variaveis explanatorias que incluem recomendacoes normativas e fatores economicos considerados na constituicao da LLP pelos bancos.

Para isso, as diretrizes emitidas pelo CMN e IASB sao as principais referencias. A Resolucao CMN 2.682/1999 determina que, ao computar a LLP, os bancos devem considerar, entre outros fatores, o setor economico ao qual os devedores corporativos pertencem, bem como aspectos relativos as operacoes de credito, como a natureza e a finalidade do emprestimo, o montante e as caracteristicas da garantia. Alem disso, a IAS 39, ao se referir a realizacao de testes de impairment nos emprestimos e recebiveis, determina que, alem de analisar os creditos individualmente relevantes, os emprestimos devem ser agrupados de acordo com as suas caracteristicas de risco e devem levar em consideracao o tipo de ativo, o setor economico, a localizacao geografica, o tipo de garantia, os atrasos nos pagamentos e outros fatores pertinentes.

Essas referencias tambem sao compativeis com as diretrizes emitidas por FFIEC (2001). Voltado especificamente para os setores bancario e de leasing dos EUA, recomenda-se que, ao estimar LLP, todas as informacoes disponiveis, inclusive fatores ambientais, bem como o setor industrial, a localizacao geografica, as condicoes economicas e os aspectos politicos, devem ser contemplados.

Considerando esses principios, um modelo para estimativa dos componentes nao discricionarios e discricionarios (os residuos) na constituicao da LLP divulgada pelos bancos foi especificado na Equacao (3.1).

[MATHEMATICAL EXPRESSION NOT REPRODUCIBLE IN ASCII] (3.1)

onde:

[LLP.sub.i,t]: despesas com provisao para creditos de liquidacao duvidosa do banco i no periodo t;

[DELTA][LOAN.sub.i,t]: variacao no valor do saldo da carteira de credito do periodo t-1 ao periodo t do banco i;

[NPL.sub.i,t-1]: saldo dos creditos vencidos e nao pagos no periodo t-1 do banco i;

[DELTA][NPL.sub.i,t]: variacao no valor dos emprestimos vencidos e nao pagos do periodo t-1 a t do banco i;

[LCO.sub.i,t]: valor das operacoes de credito baixadas como prejuizo do banco i no periodo t;

[LLA.sub.i,t-1]: saldo acumulado da provisao para creditos de liquidacao duvidosa do banco i no periodo t-1;

[INT.sub.i,t]: taxa de juros implicita media da carteira de credito do banco i no periodo t, correspondente a razao entre as receitas de operacoes de credito e o saldo medio da carteira;

[GDP.sub.t]: taxa de variacao no Produto Interno Bruto no periodo t;

<[TYP.sub.i,t]>: vetor das variaveis de controle que representam as proporcoes dos creditos do banco i no periodo t distribuidas entre o setor publico (PUB), setor privado (PRV) e nao residentes (NRES);

<[GEO.sub.i,t]>: vetor de variaveis de controle representando as proporcoes dos creditos do banco i no periodo t localizadas nas seguintes regioes geograficas: Sudeste (SE), outras regioes do Brasil (ORE) e no exterior (EXT);

<[MAT.sub.i,t]>: vetor de variaveis de controle representando as proporcoes dos creditos do banco i no periodo t distribuidas de acordo com o vencimento dos emprestimos: ate 5 anos (UP5Y), e excedendo 5 anos (EX5Y); e

<[CNC.sub.i,t]>: vetor de variaveis de controle representando as proporcoes de creditos do banco i no periodo t distribuidas entre os cem maiores clientes (UP1H), e aos demais clientes (EX1H).

Adotando um procedimento comum em estudos contabeis quantitativos, como o de

Kanagaretnam, Lim e Lobo (2010), as variaveis LLP, [DELTA]LOAN, NPL, [DELTA]NPL, LCO e LLA sao normalizadas pelo total de ativos no comeco do periodo.

Com relacao a variaveis independentes, sao esperadas relacoes positivas entre LLP e a variacao no saldo da carteira de credito, os emprestimos vencidos e nao pagos, as variacoes nos creditos vencidos e nao pagos, as operacoes de credito baixadas e o saldo da provisao para creditos de liquidacao duvidosa defasada. Esses sao os sinais das relacoes geralmente observadas nos estudos anteriores, conforme discutido na Secao 2.3.

A relacao esperada entre LLP e [DELTA]LOAN pode ser explicada pela suposicao logica e dedutiva de que quanto maior a variacao na carteira de credito de um banco, maior deve ser a provisao para cobertura de eventuais prejuizos. Com relacao aos creditos vencidos e nao pagos, a premissa adotada e de que existe uma relacao direta entre o nivel de LLP e NPL defasado e sua variacao, [DELTA]NPL, ja que representam os melhores indicadores da qualidade da carteira de emprestimos e financiamentos. A relacao positiva esperada entre LLP e LCO e apoiada pelo raciocinio de que as baixas dos creditos representam, por definicao, a materializacao das perdas, e portanto, quanto maior o volume de LCO, maior o volume de LLP. A relacao entre LLA e LLP tem como base a expectativa de que o reconhecimento de prejuizos em potencial acumulados ate o periodo anterior e uma indicacao de perda de qualidade da carteira, que exigira novos ajustes na LLP no periodo corrente. [DELTA]LOAN, NPL, [DELTA]NPL, LCO e LLA sao variaveis geralmente incluidas nos modelos que tentam explicar LLP nos bancos. Outras discussoes sobre essas variaveis podem ser encontradas em Beaver e Engel (1996), Kanagaretnam, Lobo e Mathieu (2003, 2004), Zendersky (2005), Marcondes (2008), Kanagaretnam, Krishnan e Lobo (2009, 2010), Kanagaretnam, Lim e Lobo (2010), e Cheng, Warfield e Ye (2011), conforme resumido na Tabela 1.

Seguindo Marcondes (2008), foi incorporada a taxa de juros implicita da carteira de credito (INT) como uma variavel explanatoria com um sinal positivo esperado, considerando que as carteiras com maiores taxas de juros contem um risco implicito maior, que deve ser refletido em um maior nivel de LLP para compensar perdas em potencial. Essa relacao esperada e apoiada pela suposicao de que quanto maior o risco associado ao cliente e ao emprestimo especifico, maior a taxa de juros cobrada pela instituicao financeira e, consequentemente, maior a provisao para eventuais perdas.

A variacao no nivel de atividade economica (GDP) foi incluida no modelo seguindo a orientacao do FFIEC (2001) de que a constituicao da LLP deve considerar, entre outros fatores, a situacao macroeconomica. Esse procedimento tambem tem o apoio de Gray e Clarke (2004), que propoem um metodo para calcular a LLP em bancos comerciais que leva em consideracao as condicoes economicas prevalecentes. Como exemplo dos efeitos em potencial da variacao do GDP na constituicao de LLP, pode-se mencionar o impacto da crise financeira global de 2008. Nos modelos tradicionais que incorporam somente as variaveis contabeis como explanatorias, os efeitos da crise sobre a perspectiva de perdas de emprestimo nao seriam capturadas no tempo devido. Uma relacao negativa e esperada entre LLP e a taxa de variacao do GDP, supondo-se que a inadimplencia deve ser mais frequente durante os momentos de estagnacao economica e menos relevantes em momentos de crescimento economico. Embora os estudos citados na Secao 2.3 nao incorporem especificamente uma variavel que retrate a situacao economica, cabe ressaltar que o controle para periodos de tempo como em Marcondes (2008), Kanagaretnam, Krishnan e Lobo (2009, 2010) e Kanagaretnam, Lim e Lobo (2010) e tambem uma forma de controlar os efeitos das mudancas na situacao economica com o passar do tempo.

Alem disso, de acordo com as diretrizes de constituicao de LLP estabelecidas na Resolucao CMN 2.682/99, na IAS 39 e do FFIEC (2001), incorporamos vetores de variaveis com o objetivo de controlar alguns dos atributos da carteira de emprestimos: o tipo de emprestimo (TYP), a localizacao geografica do devedor (GEO), o grau de concentracao da carteira de emprestimo e o vencimento do emprestimo (MAT). Esse procedimento tambem encontra apoio no metodo sugerido por Gary e Clarke (2004) para calculo de LLP.

Com relacao ao tipo das operacoes de credito, Krishnan e Lobo (2010) e Kanagaretnam, Lim e Lobo (2010) adotam variaveis equivalentes em suas especificacoes. No presente estudo, e controlada a proporcao de emprestimos aos setores privado e publico, e a nao residentes. O fundamento logico para isso e que esses diferentes grupos de tomadores tem diferentes niveis de risco de credito, o que deve se refletir, consequentemente, em diferentes niveis de reconhecimento de LLP. Com relacao a localizacao geografica dos devedores, o fundamento e de que em um pais grande como o Brasil, diferentes regioes podem estar sujeitas a condicoes economicas especificas, que poderiam afetar de forma diferente a capacidade de pagamento dos tomadores de diferentes localidades. Com o objetivo de controlar esse fato, e levada em consideracao a proporcao da carteira correspondente a emprestimos concedidos a (1) tomadores da regiao Sudeste, a mais rica, a mais populosa e com a economia mais dinamica do pais, (2) de outras regioes, e (3) do exterior. O controle para o vencimento da carteira de credito e necessario devido a relacao entre vencimento e risco. Se o vencimento afeta o nivel de risco de um emprestimo, por deducao logica, deve afetar as provisoes para perdas em emprestimos. Com o objetivo de capturar esse efeito, sao incluidas como variaveis as proporcoes dos emprestimos com vencimentos em ate cinco anos e aqueles com vencimentos com mais de cinco anos. Por fim, tambem e controlado no modelo proposto o grau de concentracao da carteira. Isso se justifica pela premissa de que a exposicao a risco de credito e uma funcao de uma concentracao maior ou menor de emprestimos relativos aos tomadores. Portanto, as proporcoes da carteira de credito concedidas aos cem maiores clientes e a outros estao incluidas no modelo.

Por fim, em relacao ao risco de endogeneidade entre LLP e os atributos da carteira de credito na Equacao 3.1, esta nao deve ocorrer, ja que emprestimos sao a base em que a LLP nao discricionaria e formada. Alem disso, no Brasil, essa relacao exogena e ainda e mais evidente, ja que a Resolucao CMN 2.682/1999 determina que os bancos devem medir LLP como uma funcao dos emprestimos ainda nao vencidos e dos emprestimos vencidos e nao pagos. Alem disso, cabe ressaltar que esse e um procedimento amplamente usado na literatura sobre o assunto, como por exemplo Beaver e Engel (1996), Kanagaretnam, Lobo e Mathieu (2003, 2004), Kanagaretnam, Krishnan e Lobo (2009, 2010), Kanagaretnam, Lim e Lobo (2010) e Cheng, Warfield e Ye (2011).

4 METODOS

Nesta secao, e demonstrado como o modelo proposto e submetido a testes a fim de verificar se ele melhora a especificacao da discricionariedade da administracao no calculo da LLP em bancos.

4.1 DADOS

Os dados utilizados nos testes empiricos foram retirados dos relatorios de Informacoes Financeiras Trimestrais de 224 bancos comerciais, bancos multiplos e caixas economicas do sistema financeiro brasileiro durante o periodo entre o 1 trimestre de 2001 e o 3 trimestre de 2012, disponiveis no site do BCB. Devido a ausencia de alguns dados, o numero total de bancos agrupados (pooled) x observacoes do periodo e de 6.901, formando um painel desbalanceado.

4.2 TESTE DO MODELO

Utilizando os dados acima mencionados, foram estimados os parametros associados as variaveis explanatorias dos modelos A a I descritos na Tabela 1, junto com os parametros das variaveis explanatorias especificas do modelo proposto neste estudo, conforme descrito na Equacao (3.1). Conforme os estudos anteriores mencionados na Secao 2.3, a LLP relatada por cada banco em cada periodo possui dois componentes: uma parcela nao discricionaria (NDLLP) e uma parcela discricionaria (DLLP), com a ultima correspondendo aos residuos da primeira regressao estimada, conforme apresentado na Equacao (4.1):

[LLP.sub.i,t] = [NDLLP.sub.i,t] + [DLLP.sub.i,t] (4.1)

Deve-se observar que os modelos A a I na Tabela 1 nao podem ser considerados como replicas literais dos estudos originais devido aos seguintes ajustes: (i) nao foram incluidas as "outras variaveis" consideradas nos modelos F e H de Kanagaretnam, Krishnan e Lobo (2009) e Kanagaretnam, Lim e Lobo (2010), respectivamente, que representam incentivos para a pratica de gerenciamento de resultados, como o nivel de capitalizacao com ajuste de risco, e (ii) foram padronizados os criterios para normalizacao das variaveis, enquanto nos estudos originais, diferentes procedimentos de normalizacao das variaveis contabeis foram adotados, com base no patrimonio liquido ou no saldo da carteira de credito.

4.3 VALIDACAO DO MODELO PROPOSTO E TESTES PARA COMPARACAO DE MODELOS

A validacao do modelo proposto e inicialmente realizada verificando se os parametros dos regressores estao de acordo com as expectativas. Em seguida, sao realizados testes para comparar os seus resultados com os dos modelos A a I, envolvendo a comparacao de [R.sup.2]s ajustados dos modelos, aplicacao de teste de selecao de modelo de Vuong (1989), uso de um teste para modelos aninhados e analise de persistencia de componentes discricionarios e nao discricionarios de LLP.

a) Comparacao de [R.sup.2] s ajustados

Segundo Dechow, Richadson e Tuna (2003), o primeiro estagio para testar a adequacao do modelo proposto consiste em comparar seu [R.sup.2] ajustado, uma medida da qualidade do ajuste que penaliza a perda de graus de liberdade de acordo com o numero de regressores na equacao, com aqueles dos modelos concorrentes existentes na literatura.

b) Teste de selecao de modelo de Vuong (1989)

O segundo procedimento para identificacao do modelo que melhor estima o comportamento de LLP em bancos e a aplicacao do teste de selecao de modelo desenvolvido por Vuong (1989), que tambem foi usado, entre outros, por Dechow (1994) e Subramanyam (1996). Resumindo, ele apresenta estatistica de razao de verossimilhanca para testar a hipotese nula de que dois modelos concorrentes sao igualmente eficientes ao explicar o verdadeiro processo de geracao de dados em comparacao com a hipotese alternativa de que um dos modelos e mais preciso. Na pratica, o teste estatistico, doravante chamado z-vuong, e realizado por meio de uma serie ([m.sub.it]), correspondendo a razao de verossimilhanca (LR), interpretada a partir dos residuos da regressao (sit) e a soma residual dos quadrados (RSS) provenientes da estimativa de dois modelos concorrentes (X e Y, por exemplo) como na Equacao (4.2):

[MATHEMATICAL EXPRESSION NOT REPRODUCIBLE IN ASCII] (4.2)

Apos obter a serie m, uma regressao linear de m em uma constante c e estimada, isto e:

[m.sub.it] = c + [[epsilon].sub.it] (4.3)

onde [[epsilon].sub.it] e um termo de erro ~ IID N(0, [[sigma].sub.2]).

A estatistica z-vuong e obtida conforme apresentado na seguinte equacao:

z = [t.sup.*] [[n-1/n].sup.1/2] (4.4)

onde t e a estatistica t associada a constante (c) estimada da Equacao (4.3) e n e corresponde ao numero de observacoes. Uma estatistica z-vuong positiva significa que os residuos produzidos pelo modelo X sao maiores do que aqueles produzidos pelo modelo Y. Se essa estatistica for significativa, considerando o nivel critico selecionado, pode-se concluir que o modelo Y e o mais apropriado. Se a estatistica for negativa e estatisticamente relevante, a escolha decai sobre o modelo X.

c) Teste de modelos aninhados

Ja que o teste de Vuong (1989) so se aplica a modelos nao aninhados, foi realizado adicionalmente o teste F para modelos aninhados (Greene, 2002). O teste compara a soma residual dos quadrados do modelo reduzido (RSSR) com a do modelo completo (RSSC), sob a hipotese nula de que os parametros das variaveis adicionais incluidas no modelo completo sao equivalentes a zero, o que e testado de acordo com a seguinte estatistica F:

[MATHEMATICAL EXPRESSION NOT REPRODUCIBLE IN ASCII](4.5)

onde: n corresponde ao numero de observacoes, k corresponde ao numero de parametros no modelo reduzido, p e o numero de parametros extras acrescentados para formar

o modelo completo, [v.sub.1] = p, e [v.sub.2] = k+p+1.

Se a hipotese nula for rejeitado, significa que pelo menos um dos parametros das variaveis acrescentadas ao modelo reduzido e diferente de zero, o que melhora a regressao.

d) Analise da persistencia de componentes discricionarios e nao discricionarios

Na terceira etapa, e avaliada a persistencia dos componentes de LLP discricionarios e nao discricionarios. De forma analoga a Dechow, Richardson e Tuna (2003), que avaliaram a persistencia dos componentes de resultados, e avaliado se o componente discricionario da LLP e mais transitorio do que a parcela nao discricionaria. A avaliacao da persistencia dos componentes discricionarios e nao discricionarios de LLP tem como base a Equacao (4.6):

[LLP.sub.i,t+1] =[alpha] + [beta]n[LLP.sub.i,t]+[[epsilon].sub.i,t+1] (4.6)

Desmembrando [LLP.sub.i,t] em componentes discricionarios e nao discricionarios, tem-se:

[LLP.sub.i,t+1] = [alpha] + [[beta].sub.1][NDLLP.sub.i,t]+[[beta].sub.2] [DLLP.sub.i,t]+[[epsilon].sub.i,t+1] (4.7)

Portanto, e estimado o modelo (4.6) utilizando os componentes discricionario DLLP (residuos) e nao discricionario NDLLP. DLLP corresponde a serie dos residuos estimados dos modelos (3.1), A, B, C, D, E, G, H e J, respectivamente. NDLLP e a diferenca entre LLP e DLLP. Considerando a natureza transitoria implicita do componente discricionario, e esperado que ele registre um coeficiente menor do que o do componente nao discricionario. Por outro lado, e evidente que quanto maior for o coeficiente do componente nao discricionario, maior sua persistencia, indicando assim um melhor ajustamento do modelo.

5 RESULTADOS EMPIRICOS

Por desnecessarios, nao foram realizados testes de raiz unitaria, tendo em vista tratar-se de um micro painel, onde N e grande e T e pequeno, de modo que a natureza nao estacionaria nao e um motivo de preocupacao (Baltagi, 2008).

Para reforcar a solidez dos resultados os modelos foram estimados por efeitos fixos SUR seccionais, o que oferece coeficientes e erros padrao robustos, mesmo na presenca de heterocedasticidade e de correlacao contemporaneas nos erros das equacoes. Cabe ressaltar que a alternativa de estimativa de efeitos aleatorios foi descartada, ja que conta com a suposicao de que os erros sao extracoes aleatorias de uma populacao muito maior, o que nao e o caso do presente estudo, em que a amostra compreende todos os bancos em operacao no mercado brasileiro, isto e, toda a populacao.

5.1 RESULTADOS OBTIDOS COM O MODELO PROPOSTO

A Tabela 2 resume os resultados da regressao estimada com base na Equacao (3.1).

Com respeito as variaveis comumente usadas nos modelos anteriores, os resultados confirmam as esperadas relacoes positivas e significativas de LLP com a variacao no valor da carteira de credito, o valor dos creditos vencidos e nao pagos no periodo imediatamente anterior, a variacao no valor dos creditos vencidos e nao pagos, e o valor dos creditos baixados. Por outro lado, nao foi confirmada a relacao positiva esperada entre a variavel dependente e a LLA. Esse resultado sugere que no mercado bancario brasileiro o saldo cumulativo da provisao em um periodo nao e um bom indicador para o valor da provisao para perdas a ser reconhecida no periodo seguinte.

Particularmente com respeito as variaveis sugeridas neste modelo, a relacao positiva e significativa da LLP com a taxa de juros implicita da carteira de emprestimos e confirmada, endossando expectativas de que taxas de juros mais altas sugerem maior risco de credito. Tambem de acordo com as expectativas, foi constatada uma relacao negativa da LLP com a taxa de crescimento do PJB, indicando que, em tempos de maior atividade economica, ha uma reducao nas perdas esperadas e, consequentemente, na provisao correspondente.

Com relacao as variaveis que controlam os efeitos das caracteristicas da carteira de credito em relacao aos tipos de emprestimos, a localizacao geografica dos devedores, o grau de concentracao dos creditos e o vencimento dos emprestimos e financiamentos, foram encontradas evidencias que demonstram a importancia do controle desses fatores--vetores TIP, GEO, MAT e CNC, respectivamente.

Com relacao aos tipos de emprestimos, os resultados mostram que o nivel de LLP reconhecido pelos bancos brasileiros em cada periodo e significativamente menor para os emprestimos concedidos ao setor privado (PRV) em comparacao com aqueles concedidos ao setor publico (PUB) e a nao residentes, revelando que ha uma maior percepcao de risco nos emprestimos concedidos a entidades publicas.

No que se refere a localizacao geografica dos tomadores, as evidencias empiricas demonstram que os bancos reconhecem menos provisoes para perdas para os creditos concedidos a clientes da regiao Sudeste (SE) e do exterior (EXT) em comparacao aos clientes das outras regioes brasileiras (ORB), o que significa que regioes de menor desenvolvimento economico sao consideradas mais arriscadas pelos gestores dos bancos.

Em relacao ao prazo de vencimento dos creditos, os resultados na Tabela 2 mostram que a constituicao da LLP e significativamente menor para emprestimos com vencimentos superiores a cinco anos (EX5Y) em comparacao com aqueles com vencimentos de ate cinco anos (UP5Y). Essa evidencia nao e coerente com o principio teorico de que quanto maior o prazo de vencimento de uma operacao de credito, maior o risco envolvido. Jsso pode ser explicado, porem, pelas caracteristicas do mercado bancario brasileiro, em que uma parcela relevante dos creditos de longo prazo e subsidiada pelo Governo por meio de emprestimos intermediados pelo Banco Nacional de Desenvolvimento Economico e Social (BNDES).

Por fim, com relacao ao grau de concentracao da carteira de credito, foi constatado que as provisoes para perdas correspondentes sao significativamente maiores quando uma maior parcela dos creditos e concedida aos cem maiores clientes do banco (UP1H). Esses resultados estao de acordo com a premissa de que o risco de credito da carteira e inversamente relacionado ao seu grau de concentracao.

Resumindo, os resultados apresentados na Tabela 2 corroboram a consistencia do modelo (3.1) ao confirmar empiricamente as premissas teoricas consideradas em sua especificacao, tornando-se o primeiro passo em sua validacao.

5.2 COMPARACAO DO MODELO

A fim de validar a eficacia do modelo proposto, inicialmente foram avaliados os graus de ajustamento dos modelos por meio de seus [R.sup.2]s ajustados. Esta comparacao esta na Tabela 3.

A comparacao dos [R.sup.2]s ajustados dos modelos indica que, com excecao dos modelos A e I de Beaver e Engel (1996) e Cheng, Warfiels e Ye (2011), respectivamente, os modelos restantes apresentam resultados bastante semelhantes. Pode ser visto que o modelo (3.1) apresenta o segundo maior [R.sup.2] ajustado entre os dez modelos avaliados, sendo ultrapassado apenas pelo modelo H de Kanagaretnam, Lim e Lobo (2010), embora por uma margem mais estreita: 0,4792 contra 0,4733.

Seguindo Dechow (1994) e Subramanyam (1996), foi realizado o teste de selecao de modelos de Vuong (1989) para verificar se o modelo (3.1) e eficiente para estimar a formacao da LLP. Neste procedimento, o modelo (3.1) e testado em comparacao com cada um dos outros modelos sob a hipotese nula de que os dois modelos avaliados sao igualmente apropriados para explicar o verdadeiro processo de geracao de dados em comparacao com uma hipotese alternativa de que um deles e o mais preciso. Os resultados do teste, considerando um nivel de confianca de 95% (z = 1,96), estao sintetizados na Tabela 4.

Os resultados do teste de Voung mostram que o modelo proposto neste estudo nao e superado por nenhum dos outros modelos examinados. E considerado mais preciso do que seis de seus concorrentes, e e igualmente adequado quando comparado aos modelos E, G e H de Marcondes (2008), Kanagaretnam, Krishnan e Lobo (2010) e Kanagaretnam, Lim e Lobo (2010), respectivamente.

Dada a restricao de que o teste de Vuong nao e adequado para testar modelos aninhados e considerando que os modelos B, C e D podem ser considerados como versoes reduzidas do modelo (3.1) proposto neste estudo, foi realizado um teste F para modelos aninhados (Greene, 2002) a fim de compara-los com o modelo (3.1). Os resultados deste teste estao consolidados na Tabela 5.

Conforme demonstrado, os testes realizados envolvendo o modelo (3.1) e os modelos aninhados (B, C e D) apontam que os parametros das variaveis adicionais incorporadas aos modelos reduzidos aumentam o poder explanatorio da regressao.

Portanto, as comparacoes de [R.sup.2] ajustados, teste de Vuong e teste F para modelos aninhados confirmam a eficiencia do modelo (3.1) na explicacao do verdadeiro processo de geracao de dados.

5.3 ANALISE DA PERSISTENCIA DOS COMPONENTES DISCRICIONARIOS E NAO DISCRICIONARIOS

O ultimo estagio do processo de validacao do modelo (3.1) e analogo ao procedimento adotado por Dechow, Richardson e Tuna (2003), consistindo da analise da persistencia dos componentes discricionarios e nao discricionarios da LLP. A ideia por tras do teste e de que a maior persistencia do componente nao discricionario das acumulacoes e a maior transitoriedade de sua parcela discricionaria e uma forma de validar o modelo. O motivo para isso e que as acoes oportunistas realizadas pela administracao tendem a ser transitorias por natureza, enquanto que a parcela nao discricionaria tende a ser mais persistente ja que e determinada por fatores economicos.

Nesse sentido, foi estimado o modelo (4.6) utilizando os componentes nao discricionario NDLLP e discricionario DLLP (residuos). NDLLP corresponde a estimativa dos parametros das variaveis explanatorias, enquanto DLLP corresponde aos residuos gerados por meio da estimativa dos modelos (3.1), A, B, C, D, E, G, H e I, respectivamente. Os resultados sao consolidados na Tabela 6.

Em todos os modelos, a estimativa dos coeficientes da porcao discricionaria e menor do que os da parcela nao discricionaria, o que esta de acordo com a premissa de que a parcela discricionaria e mais transitoria (menos persistente) do que a parcela nao discricionaria. Porem, a analise da estimativa dos coeficientes associados a NDLLP e DLLP em cada modelo mostra que algumas estimativas apresentam um grau de persistencia da parcela nao discricionaria muito menor do que as outras. E o caso dos modelos A, H e I, que apresentam estimativas em torno de 0,4, enquanto os demais estao em 0,6.

Com relacao ao modelo (3.1), as estimativas mostram que ele apresenta um grau de persistencia de NDPLL superior a sete modelos concorrentes, com uma estimativa de coeficiente inferior, embora proxima aos modelos B e C (0,6898 contra 0,6636). Ao avaliar as estimativas dos coeficientes associados a DLLP, os testes empiricos mostram que o modelo de interesse e o que apresenta o segundo maior grau de transitoriedade (menor grau de persistencia), perdendo somente para o modelo H, que apresentou um grau muito menor de persistencia NDLLP.

Considerando a combinacao dos dois aspectos--persistencia NDLLP e transitoriedade DLLP--o modelo (3.1) e o que apresenta os melhores resultados. A diferenca entre a estimativa dos coeficientes dos dois componentes no modelo proposto e de 0,4870. Embora as diferencas entre o modelo proposto e os modelos G, B, C e E possam ser consideradas marginais, o principal objetivo deste estudo, que consistiu na proposicao e validacao do modelo (3.1), e atingido ja que este e o modelo que mostra bom desempenho quando comparado com os outros modelos testados.

Resumindo, a aplicacao do teste sugerido por Dechow, Richardson e Tuna (2003) fortalece a robustez do modelo apresentado neste estudo, reforcando os procedimentos anteriores de analise dos parametros da regressao anteriores com relacao as expectativas, comparacao de [R.sup.2] ajustados, testes de Vuong (1989) e testes F para modelos aninhados.

6 CONCLUSAO

Levando em consideracao as diretrizes estabelecidas pelos orgaos reguladores brasileiros e internacionais sobre aspectos que devem ser considerados por bancos na constituicao de provisoes para perdas em operacoes de credito, este estudo teve por proposito avaliar se a incorporacao de variaveis que representam a situacao macroeconomica e os atributos da carteira de credito, como os tipos de emprestimos, localizacao geografica dos devedores, grau de concentracao da carteira e prazo de vencimento dos emprestimos, melhora a especificacao de modelos criados para identificacao da discricionariedade da administracao.

O modelo aqui proposto inclui os regressores tradicionalmente encontrados na literatura para explicar o nivel de provisoes para perdas nas operacoes de credito--variacao no saldo das operacoes de credito, valor dos creditos vencidos e nao pagos, variacao no saldo dos creditos vencidos e nao pagos, creditos baixados como prejuizo e saldo acumulado da provisao para creditos de liquidacao duvidosa (LLA) ate o periodo anterior. Alem disso, o modelo proposto inclui tambem variaveis que representam a taxa de juros implicita da carteira de emprestimo, o nivel de atividade economica, os tipos de emprestimo, a localizacao geografica dos devedores, o grau de concentracao da carteira e o prazo de vencimento dos emprestimos.

Na primeira etapa dos testes empiricos realizados, foi confirmada a consistencia do modelo proposto, considerando o comportamento esperado dos coeficientes dos regressores e a significancia das variaveis de controle. A comparacao de seus resultados com os de outros modelos de dois estagios encontrados na literatura foi entao realizada. As estatisticas do [R.sup.2] ajustado, que permitem a comparacao da adequacao do modelo levando em consideracao a perda de graus de liberdade resultante da incorporacao de regressores extras revelaram que o modelo proposto exibe a segunda maior estatistica entre os dez modelos examinados. O teste de selecao de modelos de Vuong (1989) tambem foi realizado, confirmando que o modelo proposto nao e ultrapassado por nenhum outro modelo examinado, alem de ser mais preciso do que seis concorrentes e igualmente adequado em comparacao com os outros. O teste F para comparacao de modelos aninhados mostrou que as variaveis adicionais incluidas no modelo proposto melhoram a especificacao do modelo. A avaliacao do modelo proposto e concluida com a analise da persistencia dos componentes discricionarios e nao discricionarios das provisoes para perdas em operacoes de credito. O modelo proposto destaca-se dentre aqueles com melhor desempenho, mostrando um maior grau de persistencia do componente nao discricionario e uma maior transitoriedade do componente discricionario, conforme esperado.

Portanto, os resultados empiricos mostram que a extensao de modelos de dois estagios tradicionalmente usada na literatura para estimar LLP pelos bancos, incorporando variaveis que representam a situacao macroeconomica e os atributos da carteira de credito, melhora a identificacao da discricionariedade praticada pela administracao.

Com relacao a limitacao do estudo, alem da replicacao nao literal dos modelos usados para comparacao pelos motivos expostos na secao 4.2, os testes empiricos envolvem especificamente o mercado brasileiro, que adota regulamentos com base nas perdas esperadas, embora tambem contemplem alguns aspectos de perdas contraidos nas diretrizes para formacao de provisoes para perdas em operacoes de credito. Portanto, a aplicacao do modelo proposto em um mercado que adota o conceito regulador de perdas incorridas pode render resultados nao necessariamente equivalentes. Por isso, sugere-se que pesquisas futuras testem a validade do modelo proposto em mercados bancarios em que os regulamentos associados a provisoes para perdas em emprestimos tenham como base o principio de perdas incorridas.

REFERENCIAS

AHMED, A.; TAKEDA, C.; THOMAS, S. Bank loan loss provisions reexamination of capital management, earnings management and signaling effects. Journal of Accounting and Economics, v. 28, n. 1, p. 1-25, nov. 1999.

ALALI, F.; JAGGI, B. Earnings versus capital ratios management: role of bank types and SFAS 114. Review of Quantitative Finance and Accounting, v. 36, n. 1, p. 105-132, mar. 2010.

BASLE COMMITTEE ON BANKING SUPERVISION (BCBS). Enhancing bank transparency: public disclosure and supervisory information that promote safety and soundness in banking systems. 1998. Disponivel em: <http://www.bis.org/publ/bcbs41.pdf>. Acesso em: 20 jul. 2013.

BALTAGI, B. H. Econometric analysis of panel data. 4. ed. New Jersey: John Wiley & Sons, 2008.

BEAVER, W. H.; ENGEL, E. E. Discretionary behavior with respect to allowance for loan losses and the behavior of securities prices. Journal of Accounting and Economics, v. 22, n. 1-3, p. 177-206, ago./dez. 1996.

CHENG, Q.; WARFIELD, T.; YE, M. Equity incentives and earnings management: evidence from the banking industry. Journal of Accounting, Auditing and Finance, v. 26, n. 2, p. 317-349, abr. 2011.

CONSELHO MONETARIO NACIONAL (CMN). Resolucao 2.682, de 21 de dezembro de 1999. Dispoe sobre criterios de classificacao das operacoes de credito e regras para constituicao de provisao para creditos de liquidacao duvidosa. Diario Oficial [da] Republica Federativa do Brasil, Banco Central Brasil, Brasilia, 21 dez. 1999.

CORNETT, M. M.; McNUTT, J. J.; TEHRANIAN, H. Corporate governance and earnings management at large U.S. bank holding companies. Social Science Research Network, Working Paper Series, 2006. Disponivel em: <http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm7abstract id=886115>.

DECHOW, P. M. Accounting earnings and cash flows as measures of firm performance: the role of accounting accruals. Journal of Accounting and Economics, v. 18, n. 1-3, p. 3-42, 1994.

DECHOW, P. M.; SLOAN, R.; SWEENEY, A. Detecting earnings management. The Accounting Review, v. 70, n. 2, p. 193-225, abr. 1995.

DECHOW, P. M.; RICHARDSON, S. A.; TUNA, R. Why are earnings kinky? An examination of the earnings management explanation. Review of Accounting Studies, v. 8, n. 2-3, p. 355-384, jun. 2003.

EDILSON, P. Manipulacao das informacoes contabeis: uma analise teorica e empirica sobre os modelos operacionais de deteccao de gerenciamento de resultados. ("Manipulation of Accounting Information: A Theoretical and Empirical Analysis of Operating Mop. dels for Detection of Earnings Management"). Unpublished doctoral thesis (Graduate Program in Accounting--University of Sao Paulo/USP). Sao Paulo, 2007, 260 p.

FEDERAL FINANCIAL INSTITUTIONS EXAMINATION COUNCIL (FFIEC). Policy statement on allowance for loan and lease losses methodologies and documentation for banks and savings institutions, Federal Register, 6 de julho de 2001.

FEDERAL RESERVE BOARD (FED). Joint interagency statement. Federal Reserve Release, 24 nov. 1998. Disponivel em: <http://www.federalreserve.gov/boarddocs/press/ general/1998/19981124/default.htm>. Acesso em: 17 jan. 2011.

GOULART, A. M. C. Gerenciamento de resultados contabeis em instituicoes financeiras no Brasil. 2007. 219 f. Tese (Doutorado em Ciencias Contabeis)--Departamento de Contabilidade e Atuaria da Faculdade de Economia, Administracao e Contabilidade, Universidade de Sao Paulo, 2007.

GRAY, R. P.; CLARKE, F. L. A methodology for calculating the allowance for loan losses in commercial banks. Abacus, v. 40, n. 3, p. 321-341, out. 2004.

GREENE, W. H. Econometric analysis. 5. ed. Upper Saddle River, NJ: Pearson, 2002.

HEALY, P. M.; WAHLEN, J. M. A review of the earnings management literature and its implications for standard setting. Accounting Horizons, v. 13, n. 4, p. 365-384, dez. 1999.

INTERNATIONAL ACCOUNTING STANDARDS BOARD (IASB). IFRS--International Financial Reporting Standards, Ibracon, 2011.

JONES, K. L.; KRISHNAN, G. V.; MELENDREZ, K. D. Do models of discretionary accruals detect actual cases of fraudulent and restated earnings? An empirical evaluation. Contemporary Accounting Research, v. 25, n. 2, p. 499-531, 2008.

KANAGARETNAM, K.; LIM, C. Y.; LOBO, G. J. Auditor reputation and earnings management: international evidence from the banking industry. Journal of banking and Finance, v. 34, n. 10, p. 2318-2327, jan. 2010.

KANAGARETNAM, K.; LOBO, G. J.; MATHIEU, R. Earnings management to reduce earnings variability: evidence from bank loan loss provisions. Review of Accounting & Finance, v. 3, n. 1, p. 128-148, 2004.

KANAGARETNAM, K., LOBO, G. J.; MATHIEU, R. Managerial incentives for income smoothing through bank loan loss provision. Review of Quantitative Finance and Accounting, v. 20, n. 1, p. 63-80, jan. 2003.

KANAGARETNAM, K.; KRISHNAN, G.; LOBO, G. J. An empirical analysis of auditor independence in the banking industry. The Accounting Review, v. 85, n. 6, p. 2011-2046, 2010.

KANAGARETNAM, K.; KRISHNAN, G.; LOBO, G. J. Is the market valuation of banks' loan loss provision conditional on auditor reputation? Journal of Banking and Finance, v. 33, n. 6, p.1039-1047, jun. 2009.

KIM, M.; KROSS, W. The impact of the 1989 change in bank capital standards on loan loss provision and loan write-offs. Journal of Accounting and Economics, v. 25, n. 1, p. 69-99, fev. 1998.

LOBO, G. J.; YANG, D. H. Bank managers' heterogeneous decisions on discretionary loan loss provisions. Review of Quantitative Finance and Accounting, v. 16, n. 3, p. 223-250, maio 2003.

MARCONDES, D. A. Disciplina de mercado e as acumulacoes contabeis discricionarias. 2008. 150 f. Tese (Doutorado em Ciencias Contabeis)--Departamento de Contabilidade e Atuaria da Faculdade de Economia, Administracao e Contabilidade, Universidade de Sao Paulo, 2008.

McNICHOLS, M. Research design issues in earnings management studies. Journal of Accounting and Public Policy, v. 19, n. 4-5, p. 313-345, 2000.

SHRIEVES, R. E.; DAHL, D. Discretionary accounting and the behavior of Japanese banks under financial duress. Journal of Banking and Finance, v. 27, n. 7, p. 1219-1243, jul. 2003.

STEPHANOU, C. Rethinking market discipline in banking: lessons from the financial crisis. Policy Research Working Paper, 5227, The World Bank, mar. 2010. Disponivel em: <http://www.iadb.org/intal/intalcdi/PE/2010/04744.pdf>.

SUBRAMANYAM, K. R. The pricing of discretionary accruals. Journal of Accounting and Economics, v. 22, n. 1-3, p. 249-281, ago./dez. 1996.

VUONG, Q. H. Likelihood ratio tests for model selection and non-nested hypotheses. Econometrica, v. 57, n. 2, p. 307-333, mar. 1989.

ZENDERSKY, H. C. Gerenciamento de resultados em instituicoes financeiras no Brasil 2000 a 2004. 2005. 133 f. Dissertacao (Mestrado em Ciencias Contabeis)--Programa Multiinstitucional e Inter-Regional de Pos-Graduacao em Ciencias Contabeis, Universidade de Brasilia, Universidade Federal da Paraiba, Universidade Federal de Pernambuco, Universidade Federal do Rio Grande do Norte, Brasilia, 2005.

Recebido em 15/03/2013; revisado em 20/08/2013; aceito em 27/09/2013; divulgado em 13/12/2013.

Jose Alves Dantas [[dagger]]

Universidade de Brasilia

Otavio Ribeiro de Medeiros [[OMEGA]]

Universidade de Brasilia

Paulo Roberto Barbosa Lustosa [[yen]]

Universidade de Brasilia

* Autor para correspondencia:

[[dagger]] Doutor em Contabilidade pela Universidade de Brasilia

Vinculo: Professor Adjunto da Universidade de Brasilia

Endereco: Quadra 105, Lote 8, Aguas Claras, Brasilia (DF)

E-mail: josealvesdantas@unb.br

Telefone: (61) 8406.9524

[[OMEGA]] Doutor em Economia pela Universidade de Southampton

Vinculo: Professor titular da Universidade de Brasilia

Endereco: SQN 205 Bloco C Apto 401, Asa Norte, Brasilia, DF

E-mail: otavio@unb.br

Telefone: (61)9978-9503

[[yen]] Doutor pela Universidade de Sao Paulo

Vinculo: Professor Titular da Universidade de Brasilia

Endereco: SQN 110, Bloco G, Apto. 103--Asa Norte--Brasilia (DF).

E-mail: lustosa@unb.br

Telefone: (61) 9237-6180

Nota do Editor: Esse artigo foi aceito por Bruno Funchal e Fernando Caio Galdi

(i) O Conselho Monetario Nacional (CMN) e a maior autoridade no sistema financeiro brasileiro. E composto pelos Ministerios da Fazenda e Planejamento e pelo Presidente do Banco Central. Emite as principais diretrizes sobre politicas economicas a serem seguidas pelos orgaos reguladores no sistema financeiro brasileiro.
Tabela 1: Modelos de dois estagios explicando a parcela nao
discricionaria de LLP em bancos e suas variaveis

Modelo   LOAN   [DELTA]   NPL    NPL    [DELTA]   [DELTA]
                 LOAN     (-1)            NPL     NPL (+1)

(A)                X                       X         X
(B)                X       X               X
(C)                X       X               X
(D)                X       X               X
(E)       X        X       X               X
(F)                X       X               X
(G)       X        X       X               X
(H)       X        X              X
(I)                X                       X         X

Modelo   LCO    LLA    INT    TYP    PER    Outro
                (-1)

(A)       X
(B)
(C)
(D)       X      X
(E)       X      X      X             X
(F)       X      X                    X       X
(G)       X      X             X      X
(H)       X      X             X      X       X
(I)       X

Modelos: (A) Beaver e Engel (1996); (B) Kanagaretnam, Lobo e Mathieu
(2003); (C) Kanagaretnam, Lobo e Mathieu (2004); (D) Zendersky
(2005); (E) Marcondes (2008); (F) Kanagaretnam, Krishnan e Lobo
(2009); (G) Kanagaretnam, Krishnan e Lobo (2010); (H) Kanagaretnam,
Lim e Lobo (2010); (I) Cheng, Warfield e Ye (2011).

Variaveis: LOAN e o valor total das operacoes de credito; NPL e o
volume dos creditos vencidos e nao pagos, [DELTA]NPL e a variacao no
volume de emprestimos vencidos e nao pagos, LCO e o volume liquido
dos creditos baixados, LLA e o saldo acumulado da provisao para
creditos de liquidacao duvidosa, INT e a taxa de juros implicita
cobrada pelos bancos em sua carteira de credito; TYP e um vetor de
variaveis de controle que representa os tipos de operacoes de
credito que compoem a carteira, PER e uma variavel dummy que
controla os periodos de tempo; A e o operador de primeira diferenca;
(-1) indica que a variavel esta defasada em um periodo; (+1)
significa que a variavel corresponde ao periodo seguinte.

Tabela 2: Resultados de estimativas para a Equacao (3.1) com
efeitos fixos seccionais, valores-p entre parenteses

[MATHEMATICAL EXPRESSION NOT REPRODUCIBLE IN ASCII]

C             [DELTA]LOAN    NPL(-1)    [DELTA]NPL      LCO

0.0079             0.0112     0.1482       0.1275    0.0506
(0.012)           (0.000)    (0.000)      (0.000)    (0,004)
**                    ***        ***          ***       ***

GDP                   PRV       NRES           SE       EXT

-0.0186            -0.006    -0.0048      -0.0018    -0.0036
(0.001)           (0.044)    (0.127)      (0.095)    (0.008)
***                    **                       *       ***

Periodo:      2O trimestre de 2001 a 30 trimestre de 2012
Observacoes         6.686               [R.sup.2]:   0,4902
Bancos:               208               [R.sup.2] aju0,4733

C                    LLA(-1)       INT

0.0079                0.0050    0.0037
(0.012)              (0,305)    (0.079)
**                                   *

GDP                     EX5Y      UP1H

-0.0186              -0.0081    0.0033
(0.001)              (0.041)    (0.000)
***                       **       ***

Periodo:
Observacoes   Estatistica F     29.1266
Bancos:       Estatistica DW:   1.7573

Quando  LLP corresponde as despesas com provisoes para creditos de
liquidacao duvidosa;  [DELTA]LOAN  corresponde a variacao no valor
da carteira de credito; NPL corresponde ao saldo dos creditos
vencidos e nao  pagos; [DELTA]NPL  corresponde a variacao no valor
dos emprestimos vencidos e nao pagos; LCO  corresponde as  operacoes
de credito baixadas como prejuizo; LLA corresponde ao saldo
acumulado da provisao para creditos  de liquidacao duvidosa; INT
corresponde a taxa de juros implicita da carteira de emprestimo; GDP
corresponde  a taxa de variacao do Produto Interno Bruto; <TYP> e o
vetor das variaveis representando a proporcao  da  carteira de
emprestimos distribuida ao setor publico (PUB), setor privado (PRV),
e nao residentes (NRES);  <GEO> corresponde ao vetor de variaveis
representando a proporcao dos emprestimos distribuidos nas regioes
geograficas -Sudeste (SE), outras regioes do Brasil (ORB), e no
exterior (EXT);  <MAT>e um vetor de  variaveis que representa a
proporcao da carteira de emprestimos distribuida de acordo com o
vencimento dos  emprestimos--vencimento de ate 5 anos (UP5Y), e
vencimento excedendo 5 anos  (EX5Y); e <CNC> e um  vetor de
variaveis representando a proporcao da carteira de emprestimos
distribuida aos cem maiores clientes   (UP1H), e a outros clientes
(EX1H). Significancia dos parametros: 1% (***), 5% (**), e 10% (*).

Tabela 3: Comparacao de modelos por meio de [R.sup.2] ajustado

Modelo       [R.sup.2]   Modelo    [R.sup.2]   Modelo    [R.sup.2]
             ajustado              ajustado              ajustado

Mod. (3.1)   0.4733
Mod. A       0.3779      Mod. D    0.4496      Mod. G    0.4603
Mod. B       0.4417      Mod. E    0.4704      Mod. H    0.4792
Mod. C       0.4417      Mod. F    0.4530      Mod. I    0.3779

Modelos: (A) Beaver e Engel (1996); (B) Kanagaretnam, Lobo e Mathieu
(2003); (C) Kanagaretnam, Lobo e Mathieu (2004); (D) Zendersky
(2005); (E) Marcondes (2008); (F) Kanagaretnam, Krishnan e Lobo
(2009); (G) Kanagaretnam, Krishnan e Lobo (2010); (H) Kanagaretnam,
Lim e Lobo (2010); (I) Cheng, Warfield e Ye (2011), listados na
Tabela 1. Modelo (3.1) e a proposta deste estudo.

Tabela 4: Teste de selecao de modelo de Voung (1989) (nivel de
confianca de 95%)

Teste                      z-vuong    Conclusao

Modelo (3.1) x Modelo A    -4.9193    O Modelo (3.1) e mais preciso.
Modelo (3.1) x Modelo B    -3.3130    O Modelo (3.1) e mais preciso.
Modelo (3.1) x Modelo C    -3.3130    O Modelo (3.1) e mais preciso.
Modelo (3.1) x Modelo D    -3.4361    O Modelo (3.1) e mais preciso.
Modelo (3.1) x Modelo E    1.4489     Os Modelos (3.1) e E sao
                                        igualmente adequados.
Modelo (3.1) x Modelo F    -2.5651    O Modelo (3.1) e mais preciso.
Modelo (3.1) x Modelo G    1.3894     Os Modelos (3.1) e G sao
                                        igualmente adequados.
Modelo (3.1) x Modelo H    -0.0534    Os Modelos (3.1) e H sao
                                        igualmente adequados.
Modelo (3.1) x Modelo I    -4.9193    O Modelo (3.1) e mais preciso.

Modelos: (A) Beaver e Engel (1996); (B) Kanagaretnam, Lobo e Mathieu
(2003); (C) Kanagaretnam, Lobo e Mathieu (2004); (D) Zendersky
(2005); (E) Marcondes (2008); (F) Kanagaretnam, Krishnan e Lobo
(2009); (G) Kanagaretnam, Krishnan e Lobo (2010); (H) Kanagaretnam,
Lim e Lobo (2010); (I) Cheng, Warfield e Ye (2011). O Modelo (3.1) e
a proposta deste estudo.

Tabela 5: Teste F de comparacao de modelos aninhados com modelo (3.1)

Teste             F-stat     Resultado do Teste

Modelo (3.1) x    78.4384    [H.sub.0] e rejeitado. Pelo menos um dos
  Modelo B                   parametros das variaveis acrescentadas
                             ao modelo reduzido (B) e diferente de
                             zero.

Modelo (3.1) x    78.4384    [H.sub.0] e rejeitado. Pelo menos um dos
  Modelo C                   parametros das variaveis acrescentadas
                             ao modelo reduzido (C) e diferente de
                             zero.

Modelo (3.1) x    81.6627    [H.sub.0] e rejeitado. Pelo menos um dos
  Modelo D                   parametros das variaveis acrescentadas
                             ao modelo reduzido (B) e diferente de
                             zero.

Modelos: (B) Kanagaretnam, Lobo e Mathieu (2003); (C) Kanagaretnam,
Lobo e Mathieu (2004); (D) Zendersky (2005). O Modelo (3.1) e a
proposta deste estudo.

Tabela 6: Persistencia de componentes discricionarios e nao
discricionarios de LLP obtidos dos diferentes modelos, valores-p
entre parenteses

[LLP.sub.i,t+1] = [alpha] + [[beta].sub.1] [NDLLP.sub.i,t] +
[[beta].sub.2] [NDLLP.sub.i,t] + [[epsilon].sub.i,t+1]

Modelos      C          NDLLP      DLLP

Mod. (3.1)   0.0021     0.6636     0.1766     [R.sup.2] ajustado:
             (0.0000)   (0.0000)   (0.0000)   Estatistica F
Mod. A       0.0032     0.4226     0.2755     [R.sup.2] ajustado:
             (0.0000)   (0.0000)   (0.0000)   Estatistica F
Mod. B       0.0018     0.6898     0.2178     [R.sup.2] ajustado:
             (0.0000)   (0.0000)   (0.0000)   Estatistica F
Mod. C       0.0018     0.6898     0.2178     [R.sup.2] ajustado:
             (0.0000)   (0.0000)   (0.0000)   Estatistica F
Mod. D       0.0020     0.6542     0.2168     [R.sup.2] ajustado:
             (0.0000)   (0.0000)   (0.0000)   Estatistica F
Mod. E       0.0022     0.6502     0.1799     [R.sup.2] ajustado:
             (0.0000)   (0.0000)   (0.0000)   Estatistica F
Mod. F       0.0021     0.6404     0.2141     [R.sup.2] ajustado:
             (0.0000)   (0.0000)   (0.0000)   Estatistica F
Mod. G       0.0022     0.6585     0.1773     [R.sup.2] ajustado:
             (0.0000)   (0.0000)   (0.0000)   Estatistica F
Mod. H       0.0033     0.4015     0.0784     [R.sup.2] ajustado:
             (0.0000)   (0.0000)   (0.0000)   Estatistica F
Mod. I       0.0032     0.4226     0.2755     [R.sup.2] ajustado:
             (0.0000)   (0.0000)   (0.0000)   Estatistica F

Modelos                 NDLLP - DLLP

Mod. (3.1)   0.4167        0.4870
             24.0001
Mod. A       0.3924        0.1471
             23.6399
Mod. B       0.3487        0.4720
             19.7058
Mod. C       0.3487        0.4720
             19.7058
Mod. D       0.3476        0.4374
             19.5976
Mod. E       0.4154        0.4703
             23.9477
Mod. F       0.3477        0.4263
             19.6023
Mod. G       0.4160        0.4812
             23.9811
Mod. H       0.3906        0.3231
             21.7538
Mod. I       0.3924        0.1471
             23.6399

Modelos: (A) Beaver e Engel (1996); (B) Kanagaretnam, Lobo e Mathieu
(2003); (C) Kanagaretnam, Lobo e Mathieu (2004); (D) Zendersky
(2005); (E) Marcondes (2008); (F) Kanagaretnam, Krishnan e Lobo
(2009); (G) Kanagaretnam, Krishnan e Lobo (2010); (H) Kanagaretnam,
Lim e Lobo (2010); (I) Cheng, Warfield e Ye (2011), de acordo com a
Tabela 1. O modelo (3.1) e o proposto neste estudo.
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Author:Dantas, Jose Alves; de Medeiros, Otavio Ribeiro; Lustosa, Paulo Roberto Barbosa
Publication:Brazilian Business Review
Date:Oct 1, 2013
Words:10530
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