Cambios en productividad y creación de valor social en las cajas de ahorros españolas

235 CAMBIOS EN PRODUCTIVIDAD Y CREACIÓN DE VALOR SOCIAL EN LAS CAJAS DE AHORROS ESPAÑOLAS* Isidoro Guzmán y Bernabé Escobar** RESUMEN El rendimiento del sector financiero español ha sido objeto de diversos estudios a lo largo del decenio de los novena del siglo XX como consecuencia de los importantes cambios a los que ha estado sometido. Las cajas de ahorros españolas no han sido ajenas a este tipo de estudios, si bien circunscritos de manera exclusiva al examen de su eficiencia y productividad, relegando a un segundo plano el análisis del cumplimiento de su fin social, materializado económicamente en el gasto anual destinado a obra social. En este contexto, la principal aportación de nuestro estudio es la obtención de evidencia empírica de la existencia de una relación de causalidad entre la creación de valor social de las cajas de ahorro españolas, medida por medio del establecimiento de un ratio de gasto social, y sus cambios en productividad, cuantificados mediante el cálculo del índice de productividad de Malmquist basado en el trazado de fronteras eficientes a partir de la técnica no paramétrica del análisis envolvente de datos (AED) (Data Envelopment Analysis, DEA). EL TRIMESTRE ECONÓMICO, vol. LXXVIII (1), núm. 309, enero-marzo de 2011, pp. 235-253 * Palabra clave: cajas de ahorros, valor social, productividad, índice de Malmquist, análisis envolvente de datos (AED). Clasificación JEL: G2. Artículo recibido el 11 de mayo de 2009 y aceptado el 21 de abril de 2010. ** I. Guzmán, Universidad Politécnica de Cartagena (correo electrónico: [email protected]). B. Escobar, Universidad de Sevilla. EL TRIMESTRE ECONÓMICO 236 Para el censo de cajas de ahorro españolas en el periodo 2003-2007, nuestros resultados revelan que las entidades que presentan mayor productividad alcanzan cotas superiores en el ratio de gasto social, incluso después de controlar por medidas tradicionales como la rentabilidad económica y el tamaño. ABSTRACT The performance of the Spanish financial sector was the subject of numerous studies throughout the 1990s as a consequence of the important changes the sector underwent. Spanish savings banks have been included in such studies, although in their case these have been limited exclusively to examining their levels of efficiency and productivity, with the analysis of their fulfilment of their social aims being relegated to the background, appearing economically in the annual expenditure dedicated to social work. In this context, the principal contribution of the present work is the establishment of a causality relationship between the creation of social value of Spanish savings banks, measured by means of the establishing of a ratio of social spending, and their changes in productivity. The measure of the latter was quantified by calculating the Malmquist productivity index based on the drawing up of efficiency frontiers from the non-parametric technique of Data Envelopment Analysis (DEA). For a sample of Spanish savings banks for the period 2003 to 2007, our results reveal that those entities with greater levels of productivity reach greater quotas in their ratio of social spending, even after controlling for the impact of traditional measures such as the returns on assets ratio and the size. INTRODUCCIÓN Las cajas de ahorros son fundaciones privadas de interés público que forman parte del sistema financiero español al tener como actividad principal la recepción de depósitos de terceros con el fin de prestarlos o colocarlos en inversiones financieras (Ballarín, 1991). La legislación vigente en materia de entidades de depósito (Ley 13/1985, de 25 de mayo, art.11)1 señala que estas entidades deberán destinar a reservas, o fondos de previsión no imputables a riegos específicos, como mínimo 50% de sus excedentes de libre disposición, lo que les permite aplicar recursos para incrementar sus 1 Modificada por la Ley 36/2007, del 16 de noviembre. CAJAS DE AHORROS ESPAÑOLAS 237 reservas a efectos de reforzar su solvencia, así como para la satisfacción de distintas demandas sociales, tales como la protección del medio ambiente, las actividades culturales, la asistencia social y sanitaria, la conservación del patrimonio histórico-artístico y natural, la educación e investigación y, en general, los programas de integración de los colectivos desfavorecidos con mayores problemas, actividades todas ellas que desde un punto de vista genérico reciben la denominación de “obra social”.2 Por consiguiente, considerando que las cajas de ahorros son entidades privadas de utilidad pública, la dotación de recursos económicos de manera voluntaria y periódica a su “obra social” comporta el fomento del desarrollo económico y progreso de sus comunidades de origen, a la vez que justifica su carencia de espíritu de lucro en el sentido de que de sus resultados no pueden derivarse beneficios particulares, lo que generalmente les permite conseguir puestos de liderazgo en las zonas geográficas donde se asientan (Cals, 2005). Por ello, mientras que la banca privada se encuentra regentada por los accionistas (shareholders), las cajas de ahorros están controladas por grupo de personas implicadas en su gestión (stakeholders) de acuerdo con la misión social que estatutariamente tienen encomendada (Marbella, 2005). Considerando la importante contribución del sistema financiero a la economía de cualquier país, la preocupación por la medida del rendimiento de las entidades de depósito ha sido objeto de numerosos trabajos en los años recientes utilizando básicamente enfoques paramétricos y no paramétricos (Berg et al, 1993; Mester y Seiford, 1993; Färe y Primont, 1993; Ferrier et al, 1993; Favero y Papi, 1995; Hughes et al, 1996 y 1999; Mester, 1996; Molyneux et al, 1996; Van der Vennet, 1996; Yeh, 1996; Resti, 1997; Cortes y Snowden, 1999; Athanassopoulos y Giokas, 2000; Sathye, 2001; Goddard et al, 2001). El caso del sector financiero en España no ha sido una excepción ante la necesidad de conocer la evolución de su eficiencia frente al conjunto de cambios estructurales a los que ha estado sometido en los decenios recién pasados, como su adaptación a las directivas comunitarias, su homogeneización, la desregulación de tipos de interés, la eliminación de coeficientes legales de inversión y de trabas geográficas para la apertura de oficinas, etc. En concreto, en la bibliografía especializada pueden encontrarse trabajos referidos específicamente tanto a los bancos privados (Doménech, 1992; Pérez y Pastor, 1994; Grifell y Lovell, 1995; Maudos et al, 1995; Pastor, 2 Al respecto puede consultarse la web http://www.obrasocialcajas.org/105/obrasocial.nsf?Open Database . EL TRIMESTRE ECONÓMICO 238 1995; Maudos, 1996, 1997, y 2001; Maudos y Pastor, 1999, 2000 y 2003; Maudos et al, 2002; Maudos y Fernández de Guevara, 2008; Marín et al, 2008) como a las cajas de ahorros (Álvarez, 1994; Grifell y Lovell, 1996; Maudos, 1994; Pastor, 1995; Prior y Salas, 1994; Surroca, 2003; Marín et al, 2008), aunque respecto a estas últimas se observa una menor profusión del número de estudios realizados. Una de las críticas más sólidas en cuanto al enfoque utilizado para medir el rendimiento del sector financiero ha sido su evaluación desde un punto de vista temporal estático, que no permite examinar el progreso o regreso técnico a lo largo del tiempo (Hunter y Timme, 1991). Para superar este tipo de problemas nuestro estudio, basado en Chaffai et al (2001), evalúa el comportamiento productivo del sector mediante el cálculo del índice de Malmquist (Caves et al, 1982), que permite conocer de manera simultánea el cambio técnico a lo largo del tiempo expresado por las variaciones de la frontera formada por las unidades eficientes, así como el cambio en eficiencia que determina la posición relativa de las unidades de decisión evaluadas, UDE (decision making units, DMU) respecto a la citada frontera. Considerando que uno de los principales objetivos para las entidades financieras es la maximización del valor para los accionistas, se ha potenciado recientemente una línea de investigación que pretende analizar la relación de diversos indicadores de rendimiento con la creación de valor para el accionista (Fiordelisi y Molyneux, 2006; Guzmán y Reverte, 2008). Ahora bien, en el caso de las cajas de ahorros, el concepto de “creación de valor para el accionista” ha de entenderse de modo que permita incorporar su especificidad al menos en un doble sentido. En primer lugar, porque estas entidades no poseen accionistas como tales, y en segundo lugar, porque por su propia naturaleza y fines sociales pueden calificarse dentro de la economía social (Barea, 2008). Por ello, hemos definido un indicador denominado ratio de gasto social, calculado para cada caja de ahorros como el cociente entre el gasto anual destinado a su obra social y el resultado antes de impuestos, por medio del cual es posible aproximarnos a la medición de la contribución de estas entidades a la sociedad. A partir de los datos obtenidos de la Confederación Española de Cajas de Ahorros (CECA) para el periodo 2003-2007, se consideró un modelo de eficiencia de intermediación según la técnica no paramétrica AED (Berger y Humphrey, 1997), para conocer la productividad alcanzada por estas entidades mediante el cálculo de los índices de productividad de Malmquist, CAJAS DE AHORROS ESPAÑOLAS 239 contrastándose posteriormente la hipótesis de la existencia de una relación de causalidad entre los cambios en productividad y el ratio de gasto social, definido en los términos anteriormente expuestos. El trabajo se organiza en tres secciones: la sección I describe la metodología empleada para el cálculo del índice de productividad de Malmquist, así como la población objeto de análisis y el modelo de eficiencia aplicado. La sección II recoge los resultados obtenidos del estudio empírico en cuanto a la evolución de la productividad y su descomposición en cambio técnico y cambio en eficiencia. La sección III analiza la relación de causalidad entre los cambios en productividad y la creación de valor social de las cajas de ahorros. Finalmente, se expone las principales conclusiones de la investigación. I. METODOLOGÍA, MUESTRA Y VARIABLES 1. Índice de productividad total de los factores de Malmquist (IPM) La productividad de un factor (input) se define, en términos medios, como el cociente entre la cantidad de producto (output) obtenida y la de factor consumida, siendo posible determinar la productividad total de los factores a partir de una medida agregada de las cantidades empleadas de los diferentes insumos (Malmquist, 1953). En el presente artículo los cambios en productividad se determinan aplicando la aproximación no paramétrica desarrollada por Caves et al (1982),3 de manera que el índice de Malmquist (IPM) mide la productividad entre dos observaciones a lo largo del tiempo. Con la hipótesis de rendimientos constantes según orientación output, el citado índice presenta la siguiente formulación matemática (Färe et al, 1994): M y x y x d x y d x o t t t t tt t t o o t ( ) ( ) ( + + + ++ = 1 1 1 1 1 , , , , ,, , ,y d x y d x y t o tt t o tt t+ + + × ⎡ ⎣ ⎢⎤ ⎦ ⎥ 1 1 1 1 2 ) ( ) ( ) / (1) La notación d x y tt t 0 1 +( ), representa la distancia de la unidad evaluada en el periodo t respecto a la frontera de eficiencia en el periodo t + 1. Así, se puede observar que la formulación propuesta en (1) es una media geométrica de dos índices: el primero evalúa el rendimiento respecto a la tecnología existente 3 Los cambios en productividad también pueden ser medidos utilizando un enfoque paramétrico (Berger y Mester, 1999, 2001), si bien en un estudio realizado respecto a la productividad de los bancos europeos para el periodo 1994-2000, Casu et al (2004) concluyen que ambos enfoques —paramétrico y no paramétrico— no muestran resultados diferentes en cuanto a los componentes que identifican los cambios en productividad. EL TRIMESTRE ECONÓMICO 240 en el periodo t + 1 mientras el segundo lo hace con respecto a la tecnología en el periodo t. Un valor de Mo superior a la unidad evidencia un aumento de productividad entre los periodos t y t + 1, mientras que un valor inferior denota una disminución en dicha variable. El IPM expresado en (1) puede desglosarse en sus dos componentes de cambio tecnológico y cambio de eficiencia técnica en los términos siguientes: M y x y x d x y d x ot t t t o tt t t o t ( ) ( ) ( + + ++ = 1 1 1 1 , , , , ,yy d x y d x y d x t o o o t tt t tt t t + + + + ⎡ ⎣ ⎢⎤ ⎦ ⎥× 1 1 1 ) ( ) ( ) (, , 11 1 1 1 1 2 , , y d x y t t t o t + + + ⎡ ⎣ ⎢⎤ ⎦ ⎥ ) ( ) / (2) En la expresión (2) el primer término se refiere al cambio en eficiencia técnica (catching up o acercamiento a la frontera tecnológica) y compara el cambio relativo entre ambos periodos. El segundo término describe el cambio tecnológico o variación de la frontera entre ambos periodos, que refleja el cambio técnico del sector. Ambas variables pueden ser superiores, inferiores o iguales a la unidad. Un valor superior a la unidad en cambio tecnológico evidencia progreso técnico, mientras que un valor inferior identifica recesión tecnológica. En el caso del cambio en eficiencia técnica un valor superior a la unidad indica una mayor proximidad a la frontera, mientras que valores por debajo de la unidad revelan un mayor distanciamiento (Thanassoulis, 2001).4 Según Färe et al (1994), las medidas de eficiencia requeridas para determinar el IPM expresado en (2) se calcularon aplicando la técnica no paramétrica del análisis envolvente de datos (AED).5 Suponiendo la existencia de n UDE que consumen m insumos para p producto, según la formulación del modelo DEA en orientación output,6 según la hipótesis de rendimientos a escala constantes, se puede expresar en los siguientes términos: 4 Considerando rendimientos a escala variables (modelo VRS), se ha llegado a proponer una descomposición más amplia del término que mide el “cambio en eficiencia técnica”, que distingue entre “eficiencia técnica pura” y “eficiencia de escala” (Färe et al, 1994). Sin embargo, tal descomposición está sujeta a discusión (Ray y Desli, 1997), por lo que se ha considerado adecuado el cálculo del índice de Malmquist con la hipótesis de rendimientos a escala constantes (modelo CRS) (Casu et al, 2004). 5 La técnica AED fue introducida inicialmente por Charnes et al (1978) según la hipótesis de rendimientos a escala constantes (modelo CRS) a partir de los trabajos de Farrell (1957). Posteriormente fue reformulada por Banker et al (1984) para considerar la escala de operaciones de las unidades evaluadas (modelo VRS). Si comparamos el plan productivo de una determinada UDE en las fronteras de eficiencia de los modelos VRS y CRS, se puede determinar la eficiencia de escala (EE) que pone de manifiesto la posible existencia de ineficiencias debido a una escala de producción no optimada cuando dicha variable toma valores inferiores a la unidad. La técnica AED ha sido utilizada para medir la eficiencia en diversos sectores económicos (Emrouznejad, 1995), habiendo tenido especial relevancia en la determinación del rendimiento de las entidades financieras (Berger y Humprey, 1997). 6 Los modelos de eficiencia AED ofrecen la posibilidad de trabajar con una doble orientación. La CAJAS DE AHORROS ESPAÑOLAS 241 D x y tt t z 0( , ) max=ψ(3) s.a.: x X i m zi j ji n j − ≥ = = ∑λ0 1 1 ,..., (4) ψ λ. ,...,y Y r p zr j jr n j +≥= = ∑ 1 0 1 (5) ψ λ zjj n≥ ≥ =0 0 1; ,..., (6) En la formulación presentada en (3)-(6) el vector Xji recoge la cantidad de insumo i utilizado por la UDE j, mientras que el vector Yjr representa la cantidad de producto r elaborado por la mencionada UDE j, y (xzi, yzr) son las cantidades consumidas y producidas respectivamente por la unidad evaluada z. La variable (lj) indica el peso de la UDE j en la construcción de la unidad virtual de referencia respecto a la evaluada UDE z, que puede ser obtenida por combinación lineal del resto de unidades de la muestra en estudio. Si dicha unidad virtual no puede ser conseguida, entonces la UDE z para la que se resuelva el problema se considerará eficiente. 2. Muestra y variables A partir de los datos incluidos en la web de la Confederación Española de Cajas de Ahorros (CECA)7 se obtuvo información económica-financiera del censo de cajas de ahorros que operan en España para el periodo 2003-2007, según la enumeración que se presenta en el cuadro 1.8 Al pertenecer las cajas de ahorros al sector financiero se analizaron los modelos de eficiencia específicos aportados por la bibliografía especializada orientación-input identifica la mayor reducción radial de todos los inputs para un nivel previamente aceptado de productos. Por su parte, la orientación-output determina la máxima expansión radial de productos a partir de un consumo asumido de inputs. Cabe señalar que estas dos orientaciones facilitan los mismos resultados con la hipótesis de rendimientos a escala constantes (modelo CRS), no siendo así cuando se considera la hipótesis de rendimientos a escala variables (modelo VRS) (Thanassoulis, 2001). 7 http://www.cajasdeahorros.es . 8 En un primer momento se recogieron datos de la totalidad del censo de cajas de ahorros, quedando finalmente conformada la muestra por 44 entidades al haber sido necesario eliminar para los ejercicios 2003 a 2006 las entidades Caja San Fernando y El Monte como consecuencia del proceso de fusión en el que han participado, del que finalmente ha resultado CajaSol, cuyos datos fueron asimismo excluidos para el periodo 2007. EL TRIMESTRE ECONÓMICO 242 para dicho sector (Berger y Humphrey, 1997), y se seleccionó para nuestro estudio el denominado modelo de intermediación (Mester, 1996; Molyneux et al, 1996; Yeh, 1996) que identifica la actividad de estas entidades como sujetos mediadores entre suministradores y demandantes de fondos. De la documentación financiera consultada (Balance y Cuenta de Pérdidas y Ganancias), se seleccionaron las variables para conformar el modelo de eficiencia DEA (2 outputs y 3 inputs) según el siguiente detalle: output 1, préstamos concedidos (O1); outputs 2, intereses y comisiones percibidos (O2); input 1, depósitos recibidos (I1); input 2, intereses y comisiones pagados (I2); inputs 3, gastos de personal y administración (I3). El modelo AED se aplicó con orientación output a partir de la consideración de las variables mencionadas cuyos estadísticos descriptivos se muestran en el cuadro 2.9 II. RESULTADOS DEL ESTUDIO EMPÍRICO 1. Puntuaciones de eficiencia Los resultados del modelo eficiencia se presentan en el cuadro 3, en el que se puede apreciar que, en valores medios, los rendimientos alcanzados por las cajas de ahorro en el periodo considerado son satisfactorios. En concre- 9 Las variables gastos de personal y gastos de administración se fundieron en un solo input con objeto de propiciar el poder discriminatorio del modelo de eficiencia propuesto en relación con el total de variables instrumentadas en el mismo (El-Mahgary y Lahdelma, 1995). CUADRO 1. Cajas de ahorros españolas seleccionadas Caja Mediterráneo Caja de Jaén Caixa Sabadell Caja de Ávila Caja España Caja Duero Caja de Badajoz Caja Rioja Kutxa La Caixa Caja Madrid Caja Canarias Caixa Catalunya Unicaja Caja Cantabria BBK Caixa Manlleu Caja Segovia Caja Circulo de Burgos Caixa Manresa Caixa Tarragona Caja de Burgos Caixa Laietana Caixa Terrasa Caja de Extremadura Caja Murcia Bancaja CajaSur Caixa Ontinyent Caixa Nova Caixa Galicia Cajastur Caixa Penedès Caja Castilla-La Mancha Sa Nostra Vital Kutxa Caixa de Girona La Caja de Canarias Ibercaja Caja Granada Caja Navarra Caja Inmaculada Caja de Guadalajara Colonya Caixa Pollença CAJAS DE AHORROS ESPAÑOLAS 243 to, para el modelo de rendimientos a escala variables (modelo VRS) se obtiene una media de eficiencia de 94.7%, presentando una situación un poco inferior el modelo de rendimientos a escala constantes (modelo CRS), que obtiene un rendimiento medio de 92.9%. Respecto a la eficiencia de escala cabe señalar a tenor de su valor medio (98.1%) que, en general, estas entidades se encuentran en posiciones cercanas a su escala óptima de operaciones. La gráfica 1 muestra la evolución temporal de las puntuaciones de eficiencia para el periodo considerado10. Si se compara los resultados descritos anteriormente con los de otros estudios recientes se observa que los obtenidos por Maudos y Fernández 10 Los resultados empíricos se facilitan de manera agregada. Las entidades interesadas en el estudio pueden contactar con los autores para solicitar sus resultados específicos. CUADRO 2. Estadísticos descriptivos de las variables del modelo de eficiencia (Miles de euros) O1O2I1I2I3 2003 Media 11 554 757 12 359 307 272 Mediana 6 367 415 7 451 145 151 Desviación típica 15 250 999 15 299 436 382 2004 Media 14 020 772 13 852 303 287 Mediana 8 155 444 9 119 151 159 Desviación típica 18 670 1 027 17 272 426 403 2005 Media 18 106 887 16 648 383 308 Mediana 10 681 492 10 265 187 171 Desviación típica 23 432 1 174 20 382 517 424 2006 Media 23 313 1 178 20 059 612 332 Mediana 12 617 654 12 479 291 182 Desviación típica 30 370 1 580 24 170 840 456 2007 Media 26 466 1 725 21 939 1 055 366 Mediana 13 001 892 13 247 474 194 Desviación típica 35 839 2 363 27 647 1 457 501 CUADRO 3. Puntuaciones de eficiencia Periodo Modelo CRS Modelo VRS Eficiencia de escala Media Desviación típica Media Desviación típica Media Desviación típica 2003 0.939 0.062 0.954 0.059 0.984 0.028 2004 0.917 0.074 0.937 0.065 0.979 0.048 2005 0.930 0.052 0.945 0.050 0.985 0.029 2006 0.918 0.048 0.941 0.049 0.976 0.029 2007 0.941 0.048 0.957 0.044 0.983 0.021 EL TRIMESTRE ECONÓMICO 250 REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS Álvarez, R. (1994), “Estimación y análisis de la eficiencia técnica de las cajas de ahorros a través de un modelo flexible”, Workshop sobre eficiencia y banca, Instituto Valenciano de Investigaciones Económicas. Arellano, M., y O. Bover (1990), “La econometría de datos de panel”, Investigaciones Económicas (Segunda Época), vol. XIV, 1, pp. 3-45. Athanassopoulos, A. D., y D. Giokas (2000), “The Use of Data Envelopment Analysis in Banking Institutions: Evidence from the Commercial Bank of Greece”, Interfaces, 30 (2), pp. 81-95. Ballarín, E. 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