Om te onderzoeken of bewijs wordt gevonden voor de vierde hypothese, ‘Een hogere solvabiliteitsratio
leidt tot risico disclosures van hogere kwaliteit’, is een lineaire regressie uitgevoerd. Het vermoeden van
multi-collineariteit werd bevestigd door deze test. Met een VIF-waarde van 20,51 kan met zekerheid vast worden gesteld dat er een samenhang bestaat tussen beide solvabiliteitsratio’s. Derhalve zijn twee nieuwe regressie analyses uitgevoerd, waarbij de eerste keer de CET1 ratio is opgenomen en de tweede keer de totale kapitaalsratio. In tabel 2A in de bijlage zijn de resultaten van deze regressie te vinden. Beide regressie zijn niet significant, waardoor de hypothese niet aangenomen kan worden. Opvallend in de tabel is dat indien beide ratio’s tegelijkertijd opgenomen worden in het model, de CET1 ratio een negatieve B-coëfficiënt heeft en de totale kapitaalsratio een positieve B-coëfficiënt heeft. Deze
47
tegenstelling kan verklaard worden door het feit dat beide tegelijkertijd worden meegenomen in het model, waardoor er storing ontstaat in het model. Zodra beide apart worden opgenomen, is de richting van de B-coëfficiënt wel gelijk aan elkaar. Deze bevinding bewijst nogmaals dat er sprake is van multi-collineariteit.
De resultaten zijn niet in overeenstemming met de verwachting. Ook indien de hypothese eenzijdig wordt getest, wordt geen significante relatie gevonden. Een mogelijke verklaring voor deze bevinding ligt in de spreiding van de solvabiliteitsratio’s. In onderstaande histogrammen is te zien dat de meeste banken een ratio tussen de 0,1 en 0,2 hebben. Omdat er respectievelijk weinig verschil bestaat tussen de banken, kan dit mogelijk een reden zijn waarom er op basis van de ratio geen verschillen in de kwaliteit van de risico disclosures zijn. Daarnaast is eerder genoemd dat alle banken ruim aan de minimale kapitaalseisen voldoen, wat een incentive zou kunnen zijn tot publicatie. Eerder is namelijk voorspelt dat deze incentive kan bijdragen aan de kwaliteit van disclosures (Rogers, 2008). Beargumenteerd kan worden dat banken door het voldoen aan de solvabiliteitsvereisten, geen risico’s voor solvabiliteits-problemen zien, waardoor het geen invloed heeft op de kwaliteit van de risico disclosures.
Indien naar het model wordt gekeken waarin alle variabelen zijn opgenomen, blijken beide solvabiliteitsratio’s een positieve significante relatie te laten zien. Deze positieve relaties impliceren dat indien de solvabiliteitsratio omhoog gaat, dit ten goede komt aan de kwaliteit van de risico disclosures. Dit is in overeenstemming met de verwachtingen. Een hogere ratio kan een incentive zijn om deze te publiceren. Omdat de resultaten echter niet eenduidig zijn, kan hypothese vier niet worden aangenomen.
48 5.8 Resultaten omvang bank
Om de invloed van de bank de meten op de kwaliteit van risico disclosures, is wederom een lineaire regressie uitgevoerd. De invloed van de bank is getest aan de hand van twee hypothesen, namelijk: ‘De
omvang, gemeten middels het balanstotaal, heeft positieve invloed op de kwaliteit van risico disclosures van banken’ en ‘De omvang, gemeten middels de risico-gewogen activa, heeft positieve invloed op de kwaliteit van risico disclosures van banken’. Op basis van de test voor collineariteit is de voorspelling
gemaakt dat sprake is van multi-collineariteit tussen de variabele ‘LN totale activa’ en ‘LN risico-gewogen activa’. Uit de lineaire regressie is gebleken dat er een VIF-waarde van 10,51 is, wat multi-collineariteit bevestigt. Derhalve zijn beide variabelen niet tegelijkertijd opgenomen in het model, maar is de invloed apart van elkaar gemeten.
Uit tabel 2A in de bijlage blijkt dat de invloed van de totale activa positief significant is met een B-coëfficiënt van 4,104. De relatie tussen de totale activa en de kwaliteit van de risico disclosures is significant op een significantieniveau van 1%. Met een zekerheid van 99% kan vastgesteld worden dat indien de omvang van een bank toeneemt, gemeten op basis van het balanstotaal, de kwaliteit van de risico disclosures toeneemt. Uit dezelfde tabel blijkt dat ook de relatie tussen de totale risico-gewogen activa en de kwaliteit van de risico disclosures positief significant is. De B-coëfficiënt is 3,457, wat impliceert dat indien de omvang van de bank toeneemt, gemeten met de risico-gewogen activa, de kwaliteit van de risico disclosures toeneemt. Ook deze relatie is met een zekerheid van 99% gemeten. Ook indien alle variabelen in het model opgenomen worden kan voor beide hypothesen worden vastgesteld dat ze positief significant zijn. Met zekerheid kan worden vastgesteld dat de omvang van de bank invloed heeft op de kwaliteit van de risico disclosures. Samenvattend kan gesteld worden dat bewijs is gevonden voor beide hypothesen en dat derhalve beide hypothesen aangenomen kunnen worden.
5.9 Interactie effecten
In het onderzoeksmodel zijn twee interactie effecten opgenomen. In deze paragraaf zullen de resultaten van de onderzoeken naar deze effecten besproken worden.
5.9.1 Modererende effect omvang
Naast de hiervoor onderzochte directe relaties, zal ook onderzocht worden of sprake is van modererende relaties. Om dit effect te toetsen zijn twee hypothesen opgesteld. Deze zijn als volgt: ‘De relatie tussen
de SIB-status en de kwaliteit van risico disclosures wordt positief gemodereerd door de omvang van een bank (gemeten middels balanstotaal)’ en ‘De relatie tussen de SIB-status en de kwaliteit van risico disclosures wordt positief gemodereerd door de omvang van een bank (gemeten middels de RWA)’. Deze
49
relatie is onderzocht middels een lineaire regressie. De resultaten van deze regressie zijn weergegeven tabel 3A in de bijlage. Voor deze lineaire regressie is op basis van de eerder gevonden resultaten een nieuwe dummy-variabele aangemaakt, waardoor in dit model slechts is gecontroleerd voor het verschil tussen No-SIB en SIB.
Indien het modererende effect wordt gemeten met het balanstotaal van banken, wordt geen significante relatie gevonden. Dit is zowel het geval indien de CET1 ratio als de totale kapitaalsratio mee wordt genomen. Echter is de verwachting dat de omvang van de bank de relatie tussen de SIB-status en de kwaliteit van de risico disclosures versterkt, derhalve kan de test ook eenzijdig worden uitgevoerd. Indien de test eenzijdig wordt uitgevoerd is model 4 significant met een p-waarde van 0,055. Model 5 heeft in dat geval een significantie van 0,068. Derhalve wordt voor beide modellen een significante relatie gevonden, welke met een zekerheid van 90% is vastgesteld. De B-coëfficiënt in de modellen 4 en 5 is positief, wat impliceert dat indien de omvang van de bank toeneemt op basis van balanstotaal, de relatie tussen SIB-status en de kwaliteit van risico disclosures wordt versterkt. De regressies met omvang gemeten middels de totale RWA zijn daarentegen niet significant. Er kan niet met zekerheid worden vastgesteld dat de totale risico-gewogen activa invloed hebben op de relatie tussen de SIB-status en de kwaliteit van de risico disclosures. Ook indien de testen eenzijdig worden uitgevoerd, wordt geen significante relatie gevonden.
Een verklaring voor deze niet significante relatie zou kunnen liggen in het feit dat iedere bank, wel of geen SIB, de kapitaalseisen berekent aan de hand van de risico-gewogen activa. De risico-gewogen activa worden berekend door activa te vermenigvuldigen met het risicogewicht van de desbetreffende categorie (BCBS, 2014). Het totale bedrag van de risico-gewogen activa hangt dus af van de activa in een betreffende categorie en de inschatting van de hoeveelheid risico. Derhalve hoeven de RWA niet een evenredig deel van de totale activa te zijn. Uit de normaalverdeling van zowel de totale activa als de RWA blijkt dat beide anders verdeeld zijn, wat een verklaring kan zijn voor het niet vinden van een significante relatie voor het modererende effect van de RWA.
5.9.2 Modererende effect financieringsstructuur
Om te onderzoeken of bewijs kan worden gevonden voor het modererende effect van de financieringsstructuur op de relatie tussen de solvabiliteitsratio en de kwaliteit van risico disclosures, is een lineaire regressie uitgevoerd. De opgestelde hypothesen zijn als volgt: ‘De relatie tussen de
solvabiliteitsratio (CET1) en de kwaliteit van risico disclosures wordt gemodereerd door de financieringsstructuur’ en ‘De relatie tussen de solvabiliteitsratio (totale kapitaalsratio) en de kwaliteit van de risico disclosures wordt gemodereerd door de financieringsstructuur’. Omdat uit alle eerdere