Lagere spaarrente bij hogere kredietwaardigheid van bank

248Jaargang 101 (4731) 31 maart 2016
Lagere spaarrente bij
hogere kredietwaardigheid van bank
FINANCIËLE MARKTEN
E
en aantal banken die hogere spaarrentes
boden dan hun concurrenten gingen in de
afgelopen jaren failliet. In mei 2008 betrad
internetbank Icesave de Nederlandse markt
met een spaarrente van vijf procent, bijna
een half procent hoger dan de concurrenten. Icesave trok
daarmee 125.000 rekeninghouders aan. Zoals bekend ging
Icesave zes maanden later failliet, met grote schade voor de
onverzekerde spaargelden, onder andere van gemeentes en
provincies. Ook de Nederlandse staat, die voorafgaand aan
het faillsement het depositogarantiestelsel had verhoogd
tot 100.000 euro, leed schade. DSB bood eveneens een ho –
gere spaarrente dan haar concurrenten in de periode voor –
afgaande aan haar faillissement en hetzelfde deed SNS (via
de merken ASN en Regiobank) ten tijde van haar financi-
ele problemen. Een hoge rente is voor spaarders belangrijk,
maar veiligheid van banken nog meer (Van der Cruijsen
en Diepstraten, 2015). Regelmatig is geopperd dat een
hoge spaarrente gepaard gaat met een hoger risico (Kool
en Gerritsen, 2010) en dat consumenten dit dus eigenlijk
kunnen weten. Dat geldt te meer voor meer professionele
beleggers zoals provincies. Welke samenhang is er tussen de
hoogte van de spaarrente en het risicoprofiel van de bank?
En welke factoren spelen nog meer een rol? De spaarrente van verschillende rekeningen en banken in Nederland vari-
eert immers sterk, zowel onderling als over de tijd (figuur
1). Gemiddeld bedraagt het verschil tussen de maximale en
de mediane rente 1,5 procentpunt, maar in 2008 liep het
verschil op tot 2,5 procentpunt. Deze piek correspondeert
met de toetreding van Icesave tot de spaarmarkt.
MEER RENTE BIJ MEER RISICO
De literatuur over marktdiscipline leert dat de rentever
–
goeding toeneemt met het bankspecifieke risico: minder
solvabele banken moeten een hogere vergoeding voor het
spaargeld bieden ter compensatie van het eventuele risico
dat spaarders lopen (Demirgüç-Kunt en Huizinga, 2004). Tegelijkertijd zorgt het depositogarantiestelsel er juist
voor dat de spaartegoeden van particuliere spaarders – in
Nederland – tot een bedrag van 100.000 euro gegaran –
deerd zijn. Het spaargeld van de meeste niet-consumenten
is overigens niet gedekt. Het bestaan van een depositoga –
rantiestelsel verzwakt de invloed van solvabiliteit op rente –
hoogte (Demirgüç-Kunt en Huizinga, 2004). Beyhaghi et
al. (2014) onderzoeken de invloed van de recente financiële
crisis op dit verband: voor de Canadese markt concluderen
zij dat bankspecifieke risicofactoren hun verklaringskracht
verloren tijdens de crisis. Dit schrijven zij toe aan een gro –
tere bekendheid bij het publiek met de overheidsgaranties
voor omvallende banken tijdens de crisis. Er waren overi-
gens in Canada geen bailouts en er is geen enkele bank fail –
liet gegaan in de jaren 2007–2009. Daarentegen werd de
Nederlandse spaarder opgeschrikt door faillissementen van
Icesave (2008) en DSB Bank (2009), en door reddingsac-
ties bij Fortis (2008), ING (2008 en 2009) en SNS Reaal
(2013), waarmee de risicoperceptie waarschijnlijk groter
was dan in Canada. Banken waarbij met spaargeld maar een deel van de le –
ningen gefinancierd wordt, zijn afhankelijker van de duurdere
kapitaalmarkt en bieden doorgaans een hogere spaarrente om
dit gat deels te dichten (Pattipeilohy, 2013). Vooral Neder -JAAP BIKKER
Senior onderzoeker
bij De Neder-
landsche Bank en
hoogleraar aan de
Universiteit Utrecht,
School of Economics
DIRK GERRITSEN
Universitair docent
aan de Universiteit
Utrecht, School of
Economics
Spaarrentes van Nederlandse banken verschillen sterk. Uit een
analyse van de factoren die de spaarrentes sinds 2008 bepalen,
blijkt dat de kredietwaardigheid van banken een negatieve invloed
heeft op de hoogte van de rentevergoeding. Ook de grootte van
een bank drukt de rente, mogelijk omdat consumenten verwach –
ten dat grote banken worden gered. De behoefte van banken aan
spaargeld draagt het meest bij aan het renteniveau.
ESB Financiële markten

Financiële markten ESB
249Jaargang 101 (4731) 31 maart 2016
01
2 3
4 5
6
7
In procenten
20
03 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
Minimale renteM ediane renteMaximale rente
landse banken hebben een relatief groot spaargat. Enerzijds
is dit het gevolg van hun verhoudingsgewijs grote hypotheek –
portefeuilles. Anderzijds wordt in Nederland in verhouding
tot andere landen meer gespaard bij pensioenfondsen. De variatie van jaar tot jaar in de rentevoet wordt
voornamelijk gedreven door macro-economische factoren
en de marktrente, waarvan de beleidsrente van de ECB de
prominentste determinant is (De Graeve et al. , 2007; Gam-
bacorta, 2008). Overeenkomstig de rentetermijnstructuur
hangt de looptijd van deposito’s positief samen met de ren –
tevergoeding ( Johnson et al., 2008). De hier genoemde artikelen berekenen de spaarrente
per bank indirect door de totale rentekosten te delen door
de totale hoeveelheid spaargeld. De onderliggende aggrega –
tie maakt het onmogelijk om verschillende typen spaarreke –
ningen binnen één bank te onderscheiden. Het onderzoek
van Bikker et al . (2016) ondervangt deze tekortkoming
door gebruik te maken van een unieke, rekeningspecifieke
dataset, waardoor rekeningspecifieke karakteristieken kun –
nen bijdragen aan de verklaring van de renteverschillen
MODEL EN DATA
De verklarende variabelen van de hoogte van de spaarrente
kunnen aan de hand van de literatuur worden gecategori-
seerd in drie typen: markt-, bank- en rekeningspecifieke
variabelen. Met een paneldataset op basis van 58 banken
en beschikbare data voor de drie typen variabelen kunnen
de coëfficiënten van zowel het depositorente model (dr ) als
het spaarrekening model (sr ) worden geschat. Vergelijking
(1) geeft de schatting van het dr -model:
dr
ijt = α + β1 mrt– 1 + β2 inflt–1 + β3 rvolt–1 + β4 hhit–1 +
β
5 ∆bbpt–1 + β6 rvolt–1 + γ1 bti.t– 1 + γ2 kwi.t–1 +
γ
3 lsi.t–1 + γ4 lml
i.t– 1 + γ5 kbri.t–1 + γ6 sfi.t–1 + γ7 fbi +
δ
1 msj + δ2 bfj + δ3 krj + δ4 loj + uijt (1)
In deze vergelijking verwijst i naar banken, j naar depo-
sitorekeningen en t naar maanden. De macro-economische
variabelen zijn marktrente (mr ), inflatie (infl), rentevola-
tiliteit (rvol ), bbp-groei (Δbbp), concentratie, gemeten als
Hirschman-Herfindahl Index (hhi ), en aandelenvolatiliteit
( avol ), terwijl als bankspecifieke factoren gelden: krediet –
waardigheid (kw ), balanstotaal (de grootte van de bank;
bt ), buitenlandse bank (fb ), liquiditeitssurplus (ls), lange-
liquiditeitsmismatch (lm
l) – beide maatstaven van liquidi-
teitsbehoefte – kosten/balanstotaal-ratio (kbr ), en spaar-
geldfinanciering (sf ). De laatste variabele verwijst naar het
eerder genoemde spaargat. Kredietwaardigheid (kw ) wordt
weergegeven door credit default swap premie (cds ) of BIS-
kapitaalratio (bis). De CDS-premie is een kredietderivaat
waarmee men zich kan verzekeren tegen kredietrisico op
bancaire obligaties (Ericsson et al ., 2009). Minder krediet-
waardigheid van een bank vertaalt zich in een hogere CDS-
premie, en ook een hogere rente op de kapitaalmarkt. Deze
variabelen zijn alle met één maand vertraagd, omdat deze
gegevens gewoonlijk met vertraging beschikbaar komen.
Rekeningspecifieke variabelen zijn vereist minimumsaldo
( ms), betalingsfrequentie (bf), looptijd (lo ) en klimrente
( kr ). Voor spaarrekeningen (sr ) is vergelijking (1) uitge-
breid met de rekeningspecifieke variabelen opnamekosten (
ok ) en bonusrente ( br), terwijl klimrente en looptijd zijn
weggelaten. Verder wordt de lange-liquiditeitsmismatch
vervangen door de korte (lm
k).
Deze modellen zijn geschat met fixed effects (FE) om de
effecten van weggelaten tijdsonafhankelijke, bankspecifieke
variabelen op te pikken en een omission bias te voorkomen.
Een nadeel van FE is dat het de gemiddelde grootteverschil –
len tussen banken als bankspecifiek oppikt, zodat de varia –
bele bankgrootte alleen nog de verandering over de tijd weer –
geeft. Als alternatief wordt daarom ook geschat met Feasible
GLS (FGLS; Wooldridge, 2003). Deze schattingsmethode
beoogt een oplossing te zijn van problemen met heteroske –
dasticiteit (bijvoorbeeld bankspecifieke waarnemingen met
verschillende varianties per bank) en autocorrelatie (dat is,
covariantie tussen waarnemingen van één bank over de tijd). De website Spaarinformatie.nl houdt spaarrentes bij
van zowel vrij opneembare tegoeden (vanaf 2003) als ter –
mijndeposito’s (vanaf 2008). De rentestand op aangeboden
producten van in totaal 58 verschillende banken wordt ge –
analyseerd tot september 2014. De Hirschman-Herfindahl
Index komt uit de monetaire statistieken van DNB, terwijl
de overige marktvariabelen uit Datastream zijn gehaald. De
CDS-premies komen uit Datastream. De overige bankgere –
lateerde variabelen komen uit toezichtinformatie van DNB. Ten slotte levert de website Spaarinformatie ook in –
formatie over rekeningkarakteristieken, zoals het vereiste
minimumsaldo, de frequentie van de rentebetaling (beide
bij deposito’s en spaarrekeningen), of het een klimrentepro –
duct betreft en wat de looptijd is (beide alleen voor termijn –
deposito’s), of er opnamekosten zijn en of er bonusrente
wordt uitgekeerd bij bijvoorbeeld een stijgend saldo (beide
alleen voor spaarrekeningen).
Bron: spaarinformatie.nl
Rentevergoeding op vrij opneembare
spaartegoeden FIGUUR 1

ESB Financiële markten
250Jaargang 101 (4731) 31 maart 2016
–10
1
2
3
4
In procentpunten20
08 2009 2010 2011 2012 2013 2014
Ba nkg ro otteCd sSolv a bilit e it’Sp aarg at’Lo optijdRe sid u
RESULTATEN
Bij termijndeposito’s is het teken van de marktvariabelen
in alle gevallen significant en in overeenstemming met de
– tussen haakjes vermelde – verwachtingen (tabel 1). Voor
spaarrekeningen is dit niet altijd het geval. De marktrente
heeft ook hier een positieve coëfficiënt, maar deze is lager dan bij termijndeposito’s. Dit rijmt met de bevindingen
van De Graeve et al.
(2007) en Gambacorta (2008) dat
spaarrekeningen zich trager aanpassen aan de marktrente
dan deposito’s. De invloed van de bbp-groei is ook bij
spaarrekeningen in beide onderzochte perioden negatief.
Bij de andere marktvariabelen zijn de uitkomsten niet con –
sistent significant of wisselen ze van teken. Dit past in het
geschetste beeld van spaarrekeningen: de rente is relatief
sticky en reageert niet alleen trager op veranderingen in de
marktrente, maar ook minder op andere marktfactoren.
Kennelijk zijn termijndeposito-beleggers professioneler of
financiëler onderlegd, zodat de economische wetmatighe –
den daar veel sterker zichtbaar zijn, zoals ook blijkt uit de
veel hogere verklaringsgraad van het termijndepositomodel
(R
2 = 88%). Banken spelen daar ook op in door bij depo –
sito’s een marktrentestijging sneller door te geven. Bij de bankvariabelen staat de CDS-premie als maat –
staf van kredietwaardigheid centraal. Een hogere premie,
duidend op meer risico, moet gecompenseerd worden door
een hogere rente. Het kan ook weerspiegelen dat een bank
om die reden meer rente moet betalen op de kapitaalmarkt
en daarom extra graag – als alternatieve financiering – spaar –
geld wil binnenhalen, ook als dat een hogere rente vereist.
We vinden zulke positieve coëfficiënten inderdaad voor zo –
wel termijndeposito’s als spaarrekeningen. De FE-schatters
van het balanstotaal hebben niet het verwachte teken om –
dat deze schattingsmethode de gemiddelde verschillen in
(bank)grootte negeert; alleen de veranderingen in de tijd
worden door deze schatters als informatie benut. Ter ver –
gelijking zijn voor termijndeposito’s naast de FE- ook de
FGLS-schattingen getoond, die wel rekening houden met
de verschillen in bankgrootte. Uit dit model blijkt wel dat
grote banken een lagere spaarrente kunnen vergoeden om –
dat ze profiteren van hun omvang : ze zijn kredietwaardiger
of ze worden eerder gered (too big to fail). Banken met een
overvloed aan liquiditeiten laten naar verwachting de spaar –
rente dalen, en dit is wat we inderdaad terug vinden in de
meeste coëfficiënten. Bikker et al. (2016) laten voor termijndeposito’s zien
dat ook andere maatstaven van kredietwaardigheid in een
FGLS-setting invloed hebben op de rente. Zij schatten het
gehele model, maar vervangen de CDS-premie door de
BIS-kapitaalratio: een hogere kapitaalbuffer leidt ertoe dat
banken een lagere spaarrente bieden omdat zo’n solvabele
bank goedkoop kan lenen op de kapitaalmarkt en minder
op spaargeld is gespitst. Voor wat betreft de rekeningkarakteristieken is het dui-
delijk dat looptijdverlengende kenmerken tot een significant
hogere rente leiden, overeenkomstig de rentetermijnstruc-
tuur. Dit geldt zowel voor de formele looptijd bij termijn –
deposito’s als voor impliciete looptijddeterminanten als bo –
nusrente en opnamekosten bij spaarrekeningen. Voorts leidt
een hogere betalingsfrequentie tot een lagere effectieve rente.
Het frequenter ontvangen van rente wordt blijkbaar gezien
als extra service aan klanten waardoor de rentevergoeding
omlaag kan. Het vereisen van een minimumsaldo geeft ge –
mengde uitkomsten, net als het aanbieden van een klimrente. Figuur 2 laat over de tijd zien hoe bankspecifieke varia –
belen bijdragen aan de verklaring van de rente. Het verschil
tussen de bank met het kleinste en het grootste spaargat
Bron: DNB
Schattingsuitkomsten voor spaar- en termijn-
depositorekeningen 2008-2014TABEL 1
Bron: DNB
Bijdragen van de bankspecifieke variabelen
aan de depositorente, FGLS; 2008–2014FIGUUR 2
Spaarrekeningen Termijndeposito’s
FE-schatting FE-schattingFGLS-schatting
Marktvariabelen
Marktrente (+) 0,3466***0,6314*** 0,4447***
Inflatie (+) –0,0531**0,1132***0,0759***
Rentevolatiliteit (+) 0,00720,0460*** 0,0112***
HHI (–) 0,0997***–0,0514*** –0,0894***
Bbp-groei (–) –0,0979***–0,0322*** –0,0096**
Aandelenvolatiliteit (+) 0,0057***0,0059*** 0,0070***
Bankvariabelen
Balanstotaal (–) 0,0035***0,0078***–0,0009***
CDS-premie (+) 0,0704***0,0758*** 0,0338***
Liquiditeitsurplus (–) 3,3310–13,3208*** –5,5787***
Liquiditeitsmismatch (–) 0,0006–0,0017*** 0,0008
Kosten/balans-ratio (–) 0,5852***–0,3291*** 0,1038
Spaargeldfinanciering (–) –0,0070***0,0036***–0,0184***
Rekeningvariabelen
Minimumsaldo (+) 0,0000–0,0014*** –0,0015***
Betalingsfrequentie (?) –0,0027***–0,0017*** –0,0021*
Looptijd (+) -0,0000*** 0,0001***
Klimrente (?) -0,0008*** 0,0002
Bonusrente (+) 0,0523***–
Opnamekosten (+) 0,2539***–
Aantal observaties 64968970 8448
R
2 ‘within’ (in %) 38,488,0 –
Achter de variabelen staat tussen haakjes het verwachte teken.
*/**/*** Significant op respectievelijk tien-, vijf- en eenprocentsniveau

Financiële markten ESB
251Jaargang 101 (4731) 31 maart 2016
LITERATUUR
Beyhaghi, M., C. D’Souza en G.S. Roberts (2014) Funding advantage and market discipline in
the Canadian banking sector. Journal of Banking & Finance, 48, 396–410.
Bikker, J.A., D.F. Gerritsen en S.M. Schwillens (2016) Competing for savings: how impor
tant
is creditworthiness during the crisis? DNB Working Paper, 493.
Cruijsen, C.A.B. van der, en M. Diepstraten (2015) Banking products: you can take them with
you, so why don’t you? DNB Working Paper, 490. Amsterdam: De Nederlandsche Bank.
De Graeve, F., O. De Jonghe en R. Vander Vennet (2007) Competition, transmission and ban-
king pricing policies: evidence from Belgian loan and deposit markets. Journal of Banking &
Finance, 31, 259–278.
Demirgüç-Kunt, A. en H. Huizinga (2004) Market discipline and deposit insurance. Journal of
Monetary Economics, 51, 375–399.
Ericsson, J., K. Jacobs en R. Oviedo (2009) The determinants of credit default swap premia.
Journal of Financial and Quantitative Analysis, 44, 109–132.
Gambacorta, L. (2008) How do banks set interest rates? European Economic Review, 52,
792–819.
Johnson, R.M., D.R. Lange en J.A. Newman (2008) The market for retail certificates of depo-
sit: explaining interest rates. Financial Services Review, 17, 257–271.
Kool, C.J.M. en D.F. Gerritsen (2010) Drama Icesave was te voorzien. ESB, 95(4580), 134–137.
Pattipeilohy, C. (2013) Spaarrentes en het depositofinancieringsgat. ESB, 98(4660), 298300.
Wooldridge, M.J. (2003). Introductory econometrics: A modern approach. Ohio: South-Western.
vertaalt zich in een depositorenteverschil tot maximaal 1,2
procentpunt. De grootste bank biedt maximaal 0,4 pro –
centpunt minder rente dan de kleinste. Een hogere CDS-
premie leidde vooral vlak na de crisis tot extra rente, terwijl
een hogere BIS-ratio of solvabiliteit in die periode samen –
gaat met een duidelijk lagere rente. Een rekeningspecifieke
lange looptijd voegt maximaal 1,6 procentpunt aan de
rente toe. Waar in figuur 1 nog gemiddeld 4 procentpunten
zitten tussen de maximale en minimale rente, is dat na de
verklaring van het model in figuur 2 nog gemiddeld 2 pro –
centpunten (residu).
CONCLUSIE
De rentes op Nederlandse termijndeposito’s zijn voor een
groot deel te verklaren uit economische ontwikkelingen
en bank- en rekeningkarakteristieken. Rente op termijn –
deposito’s volgen de marktrente veel sterker dan die op
spaarrekeningen, waar tegoeden vrij opneembaar zijn. De
spaarrente reageert ook minder sterk en meer vertraagd op
de andere verklarende variabelen. Ook in andere landen is
gevonden dat spaarrekeningrentes minder sterk en minder
snel reageren op marktveranderingen. De kredietwaardigheid van een bank blijkt significan –
te invloed te hebben op de spaar- en depositorentes: min –
der kredietwaardige banken dienen spaarders extra rente te
bieden voor het hogere risico dat zij lopen. Dit blijkt zowel
volgens de maatstaf CDS-premies als bij de BIS-kapitaalra –
tio. Ook de grootte van een bank speelt een rol: hoe groter
de bank, hoe lager de rente is, vanuit de veronderstelling
dat grotere banken in geval van nood eerder gered worden.
Opvallend genoeg gelden deze relaties ondanks het bestaan
van een depositogarantiestelsel, waarbij spaargeld van par –
ticulieren tot momenteel 100.000 euro is gegarandeerd.
Mogelijk duidt een lagere rente voor kredietwaardige
banken op goedkopere financiering op de kapitaalmarkt
waardoor deze banken minder gretig haken naar spaargeld.
Deze bevindingen zijn tegengesteld aan de conclusies van
Beyhaghi et al. (2014) over de Canadese rentestanden.
Op rekeningniveau blijken banken een hogere rente
te vergoeden als er sprake is van looptijdverlengende eigen –
schappen zoals opnamekosten en bonusrente. Dit was reeds
aangetoond voor deposito’s ( Johnson et al ., 2008), maar is
nu ook duidelijk voor vrij opneembare spaartegoeden. De bevindingen omtrent de renteverschillen tussen
spaarrekeningen en termijndeposito’s bieden spaarders een
drietal aanknopingspunten. Ten eerste hangt de rente samen
met de kredietwaardigheid van de bank. Heeft een spaarder
tegoeden boven 100.000 euro, dan is het raadzaam om mee
te wegen dat het risico op verlies in turbulente tijden door –
gaans groter is bij banken die de hoogste rente bieden, vooral
als de rente sterk afwijkt van de concurrentie. Ten tweede is
de rente bij grootbanken doorgaans lager dan bij kleinere
concurrenten. Het kan daarom lonen om (ook) een spaar –
rekening aan te houden bij een kleinere bank. Ten derde,
flexibiliteit kost geld. Hoe korter de looptijd van een spaar –
product, des te lager de rentevergoeding doorgaans is. Een
spaarder met een lange horizon kan daardoor extra renteop –
brengsten genereren door het geld langer vast te zetten. Het
risico hiervan is uiteraard wel dat de rente vast staat en er niet
kan worden geprofiteerd van tussentijdse rentestijgingen.
▶ Bank- en rekeningspecifieke eigenschappen
verklaren de helft van de renteverschillen
tussen spaarrekeningen
▶ Hoe kredietwaardiger een bank,
hoe lager de spaarrente doorgaans is
▶ Wees als consument bedachtzaam op verlies
als banken een veel hogere rente bieden dan
concurrenten, zeker in turbulente tijden