4.3. Resultaten van de abnormale accruals
4.4.1. Maatschappelijke verslaggeving en resultaatsturing
In deze paragraaf worden de resultaten van de regressies, met als onafhankelijke variabele de transparantie in maatschappelijke verslaggeving (paragraaf 4.4.1.1.) respectievelijk resultaatsturing (paragraaf 4.4.1.2.), besproken. De linkerkant van de tabellen beschrijft de invloed van de controlevariabelen op de afhankelijke variabele. Aan de rechterkant van de tabellen staan de resultaten van de regressies waarbij de onafhankelijke variabele aan het model is toegevoegd.
4.4.1.1. Hypothese 1a – maatschappelijke verslaggeving
Om te bepalen of de mate van transparantie in maatschappelijke verslaggeving van invloed is op de mate van resultaatsturing door managers van Nederlandse beursgenoteerde ondernemingen zijn een tweetal testen uitgevoerd – zie tabel 5. Allereerst zijn de controlevariabelen geanalyseerd in hun relatie met resultaatsturing. In het tweede model is de onafhankelijke variabele, de gemiddelde totaalscore op de Transparantiebenchmark, toegevoegd. Zo kunnen de verschillen met het eerste model bepaald worden.
De gecorrigeerde R² waarde (adjusted R²) geeft aan hoeveel variantie in de abnormale accruals wordt verklaard door het model. De gecorrigeerde R² afkomstig uit de regressie van de controlevariabelen is negatief (-0,019). Een negatieve R² waarde kan worden geïnterpreteerd als een waarde van 0 (Huizingh, 2010). Dit betekent dat 0% van de variantie in de abnormale accruals wordt verklaard door het opgestelde model. Mogelijk wordt deze lage statistische kracht van het model veroorzaakt doordat er geen onderscheid is gemaakt tussen de verschillende jaren, maar er een gemiddelde waarde over de drie jaren is gebruikt. De abnormale accruals van de drie jaren zijn namelijk absoluut gemaakt en bij elkaar opgeteld. Hierdoor is het aantal waarnemingen gedaald van 153 naar een gemiddelde van 51 waarnemingen. Het aantal waarnemingen is zo teruggebracht naar een relatief klein aantal in vergelijking met het aantal variabelen dat is opgenomen in de regressie (Tabachnik & Fidell, 2007). Dit argument wordt versterkt wanneer de gecorrigeerde R² waarden per jaar zichtbaar worden (Appendix III). In deze jaren is er geen sprake van een negatieve R² (2011: 8,8%, 2012: 14,5%, 2013: 8,6%).
In het tweede deel van tabel 5 zijn de resultaten van de vergelijking inclusief de onafhankelijke variabele, de totaalscore in de Transparantiebenchmark, weergegeven. Door toevoeging van deze variabele is de gecorrigeerde R² gestegen naar 0,006. Dit houdt in dat 0,6% van de variantie in de abnormale accruals wordt verklaard door het model. Ondanks de waarneembare stijging in de verklarende kracht van het model met 2,5% (van -1,9% naar 0,06%) is de invloed van de transparantie
van maatschappelijke verslagen op de abnormale accruals nog steeds minimaal. De gecorrigeerde R² waarden, en daarmee de verklarende kracht van het model, zijn hoger wanneer de regressie per jaar wordt getoetst (2011: 9,3%, 2012: 12,6%, 2013: 7,8%). Desondanks is de onafhankelijke variabele, de gemiddelde totaalscore in de Transparantiebenchmark, niet significant (ρ = 0,150 > 0,10). Hetzelfde geldt voor de significanties van deze variabele bij de toetsing per jaar (Appendix III).
Tot slot dient de significantie van het gehele model bepaald te worden. Indien het model per jaar wordt toegepast (Appendix III), is op te merken dat deze in de jaren 2011 (ρ = 0,083) en 2012 (ρ = 0,049) significant is op een niveau van 10% respectievelijk 5%. Hetzelfde geldt echter niet voor het jaar 2013 (ρ = 0,123).
De significantie van het model met inbegrip van de gemiddelde totaalscore in de Transparantiebenchmark als onafhankelijke variabele, is 0,395. Dit houdt in dat het model, en daarmee de negatieve relatie tussen de mate van transparantie in maatschappelijke verslaggeving en de mate van resultaatsturing, niet significant is (ρ = 0,395 > 0,05). Een mogelijke oorzaak hiervan is het incidentele karakter van de abnormale accruals, waardoor het complex is om een gemiddelde van de jaren als betrouwbare maatstaf te hanteren (Ullmann, 1985). Daarnaast speelt de verlaagde significantie in het jaar 2013 een bepalende rol. Op basis van de regressie kan er geconcludeerd worden dat hypothese 1a – de mate van transparantie in de maatschappelijke verslagen heeft een
positieve invloed op de mate van resultaatsturing – wordt verworpen.
TABEL 5 RESULTATEN HYPOTHESE 1A
Controlevariabelen Controlevariabelen + onafhankelijke
variabele [TBS]
B t-waarden Sig. B t-waarden Sig.
α 1,502 3,397 0,001** 1,660 3,690 0,001** LEV -0,754 -1,027 0,310 -0,374 -0,486 0,630 ROA -1,885 -1,027 0,310 -2,033 -1,119 0,269 VLS -0,012 -0,066 0,947 0,021 0,111 0,912 VKGR -0,358 -0,220 0,826 -0,647 -0,401 0,690 TBS -0,006 -1,466 0,150 Adj. R² -0,019 0,006 0,025 ∆R² Sig. 0,552 0,395 F-waarde 0,768 1,059
* Significant op een niveau van 10% ** Significant op een niveau van 5% *** Significant op een niveau van 1%
4.4.1.2. Hypothese 1b - resultaatsturing
Ook de invloed van de mate van resultaatsturing op de mate van transparantie in de maatschappelijke verslaggeving is getoetst door middel van een tweetal testen – zie tabel 6. De eerste regressie is wederom uitgevoerd met enkel de controlevariabelen. In de tweede regressie is de onafhankelijke variabele, de abnormale accruals, toegevoegd.
De linkerkant van tabel 6 representeert de resultaten van de regressie met de controlevariabelen. In dit model wordt 9,2% van de variantie van de gemiddelde totaalscore in de Transparantiebenchmark verklaart door de controlevariabelen in het model (R²). Op een niveau van 10% is het model van de controlevariabelen significant (ρ = 0,076 < 0,10). Dit betekent dat er met een grote mate van zekerheid (meer dan 90%) gesteld kan worden dat de coëfficiënten in het model tezamen niet op toeval zijn berust (Huizingh, 2010). Gericht op de afzonderlijke variabelen kan er geconcludeerd worden dat de
controlevariabele ‘leverage’ ook significant is op een niveau van 5% (ρ = 0,019). In Appendix III zijn de testresultaten per jaar opgenomen. In de jaren 2011, 2012 en 2013 wordt 10,9%, 3,8% respectievelijk 9,6% van de variantie in de score op de Transparantiebenchmark verklaard door de controlevariabelen. Daarnaast zijn de coëfficiënten in het jaar 2011 en 2013 significant op een niveau van 10% (ρ = 5,4% en ρ = 7%).
De resultaten van de regressie inclusief de onafhankelijke variabele, de abnormale accruals, zijn gepresenteerd in het rechterdeel van tabel 6. De gecorrigeerde R² is met 2,2% gestegen ten opzichte van het model met de controlevariabelen. Dit houdt in dat, met inbegrip van de abnormale accruals, 11,4% van de variantie in de gemiddelde totaalscore op de Transparantiebenchmark wordt verklaard door het model. Het gepresenteerde model is significant op een niveau van 10% ( ρ = 0,062 < 0,10). Op basis van deze statistieken kan er geconcludeerd worden dat een stijging van 0,01 in de waarde van de abnormale accruals leidt tot een daling van 0,07174% in de gemiddelde totaalscore op de Transparantiebenchmark. Aangezien er maximaal 200 punten worden toegekend in de Transparantiebenchmark, staat een daling van 0,07174% in de transparantie gelijk aan een verlies van ± 0,15 punten.
Echter, dit betekent dat hypothese 1b – de mate van resultaatsturing heeft een positieve invloed op de
mate van transparantie in de maatschappelijke verslagen – wordt verworpen. De hypothese
veronderstelt namelijk dat er een positieve invloed van de abnormale accruals op de gemiddelde totaalscore in de Transparantiebenchmark bestaat. Desondanks kan er met 93,8% zekerheid worden gesteld dat er een negatieve relatie bestaat tussen de mate van resultaatsturing en de mate van transparantie in de maatschappelijke verslaggeving bij toepassing van het opgestelde model.
TABEL 6 RESULTATEN HYPOTHESE 1B
Controlevariabelen Controlevariabelen + onafhankelijke
variabele [AAC]
B t-waarden Sig. B t-waarden Sig.
α 24,796 1,668 0,102 35,575 2,166 0,036** LEV 59,827 2,425 0,019** 54,419 2,208 0,032** ROA -23,274 -0,377 0,708 -36,797 -0,597 0,553 VLS 5,236 0,829 0,411 5,147 0,825 0,413 VKGR -45,572 -0,836 0,408 -48,139 -0,893 0,376 AAC -7,174 -1,466 0,150 Adj. R² 0,092 0,114 0,022 ∆R² Sig. 0,076* 0,062* F-waarde 2,267 2,289
* Significant op een niveau van 10% ** Significant op een niveau van 5% *** Significant op een niveau van 1% 4.4.2. Moderatorvariabelen
In deze paragraaf worden de resultaten van de regressies met inbegrip van de moderatorvariabelen besproken. Allereerst wordt er aandacht besteed aan de resultaten met betrekking tot de invloed van de ondernemingsgrootte op de relatie tussen maatschappelijke verslaggeving en resultaatsturing. Vervolgens worden de invloeden van de assurance op niet-financiële informatie respectievelijk de integratie van economische, sociale en milieu-informatie in één jaarverslag besproken.
4.4.2.1. Ondernemingsgrootte
De literatuur veronderstelt dat de grootte van een onderneming van invloed is op de relatie tussen de mate van transparantie in maatschappelijke verslagen en de mate van resultaatsturing. Zoals uit de beschrijvende statistieken (paragraaf 4.1.2.) blijkt, zijn er aanzienlijke verschillen in de grootte van de Nederlandse beursgenoteerde ondernemingen. Dit biedt de mogelijkheid om te onderzoeken hoe de ondernemingsgrootte van invloed is op de relatie tussen de abnormale accruals van een onderneming en haar score in de Transparantiebenchmark. Allereerst worden de resultaten met betrekking tot de invloed van de mate van transparantie in de maatschappelijke verslaggeving op de mate van resultaatsturing besproken. Vervolgens worden de resultaten met betrekking tot de invloed van de ondernemingsgrootte op de omgekeerde relatie behandeld.
4.4.2.1.1. Hypothese 2a – maatschappelijke verslaggeving
In tabel 7 zijn de statistische resultaten van de regressie met inbegrip van de moderatorvariabele ondernemingsgrootte, opgenomen. De statistische resultaten impliceren dat een stijging van 1% (2 punten) in de gemiddelde totaalscore op de Transparantiebenchmark leidt tot een stijging van 0,008 in de abnormale accruals indien de ondernemingsgrootte, gemeten als logaritme van de totale activa, afneemt. Dit houdt in dat de ondernemingsgrootte van invloed is op de negatieve relatie tussen de mate van transparantie in maatschappelijke verslagen en de mate van resultaatsturing. Echter, dit resultaat is niet significant (ρ = 0,489). Daarnaast neemt verklarende kracht van het model met 0,016 af tot een gecorrigeerde R² waarde van -0,010 (R² ± 0). De variantie in de totale abnormale accruals wordt dus niet door het opgestelde model verklaard. Wanneer eenzelfde test met de data per jaar wordt uitgevoerd, leidt dit tot afwijkende resultaten met betrekking tot de verklarende kracht van het model. De R² ligt per jaar namelijk tussen de 9 en 10 procent. Dit is beduidend meer dan bij het gebruik van de gewogen gemiddelden. Ook hier kan worden aangesloten bij het argument dat het bestaan van de abnormale accruals incidentele verschijnselen zijn, waarbij er mogelijk informatiewaarde verloren gaat zodra deze worden samengenomen (Ullmann, 1985). De conclusie is dan ook dat hypothese 2a – de mate van transparantie in de maatschappelijke verslagen heeft een
negatieve invloed op de mate van resultaatsturing indien de ondernemingsgrootte toeneemt –
verworpen wordt.
TABEL 7 RESULTATEN HYPOTHESE 2A
Moderatorvariabele: ondernemingsgrootte B t-waarden Sig. α 1,607 3,468 0,001*** LEV -0,377 -0,486 0,629 ROA -1,878 -1,015 0,316 VLS -0,012 -0,062 0,951 VKGR -0,693 -0,425 0,673 TBS 0,008 0,306 0,761 OGR (OGR * TBS) -0,001 -0,555 0,582 Adj. R² -0,010 -0,016 ∆R² Sig. 0,489 F-waarde 0,921
* Significant op een niveau van 10% ** Significant op een niveau van 5% *** Significant op een niveau van 1%
4.4.2.1.2. Hypothese 2b – resultaatsturing
In tabel 8 zijn de uitkomsten van de tweede regressieanalyse, met inbegrip van de moderatorva riabele ‘ondernemingsgrootte’, gepresenteerd. De resultaten impliceren dat een stijging van 0,01 in de abnormale accruals, als proxy van resultaatsturing, gepaard gaat met een daling van 0,95587% in de score op de Transparantiebenchmark indien de ondernemingsgrootte, toeneemt.
Aangezien er maximaal 200 punten worden toegekend in de Transparantiebenchmark, staat een daling van 0,95587% in de transparantie gelijk aan een verlies van ± 2 punten. De abnormale accruals (AAC) en de ondernemingsgrootte (OGR) zijn in dit model significant op een niveau van 1% (ρ = 0,004 respectievelijk ρ = 0,007). Ook het model als geheel is significant op een niveau van 1% (ρ = 0,006). Daarnaast verklaart het model 23,5% van de variantie in de gemiddelde totaalscore op de Transparantiebenchmark (gecorrigeerde R² = 0,235). De verklarende kracht van het model is door de toevoeging van de ondernemingsgrootte als moderatorvariabele met 12,1% toegenomen. Er kan geconcludeerd worden dat hypothese 2b – de mate van resultaatsturing heeft een negatieve invloed op
de mate van transparantie in de maatschappelijke verslagen indien de ondernemingsgrootte toeneemt
– aangenomen wordt bij ρ < 0,01.
TABEL 8 RESULTATEN HYPOTHESE 2B
Moderatorvariabele: ondernemingsgrootte B t-waarden Sig. α 35,642 2,335 0,024** LEV 43,334 1,864 0,069* ROA -19,375 -0,336 0,738 VLS 9,765 1,622 0,112 VKGR -34,076 -0,677 0,502 AAC -95,587 -3,035 0,004***
OGR (OGR * AAC) 10,291 2,842 0,007***
Adj. R² 0,235
0,121
∆R²
Sig. 0,006***
F-waarde 3,553
* Significant op een niveau van 10% ** Significant op een niveau van 5% *** Significant op een niveau van 1%
4.4.2.2. Assurance
Eerder onderzoek heeft uitgewezen dat assurance op informatiebekendmakingen door ondernemingen, de geloofwaardigheid van deze berichtgeving in de ogen van stakeholders verhoogt ( De Beelde & Tuybens, 2013). Dit gegeven, in combinatie met een stijging in het aantal externe audits op maatschappelijke verslagen, geeft aanleiding tot het onderzoeken van de invloed van assurance op de relatie tussen maatschappelijke verslaggeving en resultaatsturing.
4.4.2.2.1. Hypothese 3a – maatschappelijke verslaggeving
De resultaten van de regressie met inbegrip van de moderatorvariabele assurance staan in tabel 9 beschreven. Uit de gegevens is op te maken dat de mate van transparantie in maatschappelijke verslaggeving een negatieve invloed heeft op de abnormale accruals indien er geen assurance is afgegeven over de niet-financiële informatie. Echter, de verklarende kracht van het model is 0 (R² = -0,008). Daarnaast is het model niet significant (ρ = 0,481). Dit duidt op een hoge mate van toeval in de resultaten. Alleen het resultaat van de test in het jaar 2012 is significant (ρ = 0,025 < 0,05) (Appendix V). Voor dit jaar geldt dat de mate van transparantie in de maatschappelijke verslagen
negatief is gerelateerd aan de mate van resultaatsturing indien er assurance is afgegeven over de niet-financiële informatie in het jaarverslag. Echter, in de andere jaren blijkt dat er een negatieve relatie bestaat tussen de hoofdvariabelen wanneer er géén assurance is verstrekt. Het gevolg hiervan is dat hypothese 3a – de mate van transparantie in maatschappelijke verslaggeving is negatief gerelateerd
aan de mate van resultaatsturing indien er assurance is gegeven over de sociale en milieu-informatie in het maatschappelijke verslag – verworpen wordt.
TABEL 9 RESULTATEN HYPOTHESE 3A
Moderatorvariabele: assurance B t-waarden Sig. α 1,575 3,322 0,002*** LEV -0,388 -0,500 0,620 ROA -1,818 -0,976 0,334 VLS 0,037 0,193 0,848 VKGR -0,722 -0,443 0,660 TBS -0,004 -0,582 0,563 ASS (ASS * TBS) -0,003 -0,610 0,545 Adj. R² -0,008 -0,014 ∆R² Sig. 0,481 F-waarde 0,932
* Significant op een niveau van 10% ** Significant op een niveau van 5% *** Significant op een niveau van 1%
4.4.2.2.2. Hypothese 3b – resultaatsturing
In tabel 10 zijn de statistische resultaten met inbegrip van de moderatorvariabele assurance, opgenomen. De resultaten impliceren dat een stijging van 0,01 in de abnormale accruals leidt tot een daling van 0,13637% in de gemiddelde totaalscore op de Transparantiebenchmark indien er assurance over de niet-financiële informatie in het maatschappelijk verslag wordt verstrekt. Een daling van 0,13637% staat gelijk aan een vermindering van 0,27 punten in de gemiddelde totaalscore op de Transparantiebenchmark. Dus een vermindering van de transparantie in het maatschappelijke verslag wanneer de resultaten worden gestuurd. De variabelen ‘abnormale accruals’ (AAC) en ‘assurance’ (ASS) zijn in dit model significant op een niveau van 5% respectievelijk 1% (ρ = 0,011 resp. ρ = 0,007). Ook het model in zijn geheel is significant op een niveau van 1% (ρ = 0,006). Daarnaast wordt de variantie in de gemiddelde totaalscore op de Transparantiebenchmark voor 23,1% verklaard door alle variabelen uit het model tezamen. Dit betreft een stijging van 11,7% ten opzichte van het model zonder assurance. De resultaten van de uitgevoerde regressies per jaar komen overeen met de resultaten van het totaalgemiddelde (Appendix V). De conclusie is dan ook dat hypothese 3b – de
mate van resultaatsturing heeft een negatieve invloed op de mate van transparantie in de maatschappelijke verslagen indien er assurance is gegeven over de sociale en milieu-informatie in het maatschappelijke verslag – aangenomen kan wordt bij ρ < 0,01.
Hier kan worden aangesloten bij eerdere onderzoeken die beweren dat een externe audit als controlemechanisme dient om de betrouwbaarheid van de informatie te verhogen (Sierra et al., 2012; De Beelde & Tuybens, 2013). Wellicht is er ook een rol weggelegd voor het feit dat alle ondernemingen uit de steekproef, en dus ook die met assurance over hun niet-financiële informatie, door een Big 4 accountantsorganisatie worden gecontroleerd (Perego & Kolk, 2012). In hoofdstuk 5 zal hier nader op in worden gegaan.
TABEL 10 RESULTATEN HYPOTHESE 3B Moderatorvariabele: assurance B t-waarden Sig. α 34,052 2,225 0,031** LEV 56,172 2,446 0,019** ROA -30,441 -0,530 0,599 VLS 4,502 0,774 0,443 VKGR -16,289 -0,316 0,753 AAC -13,637 -2,669 0,011**
ASS (ASS * AAC) 6,797 2,804 0,007***
Adj. R² 0,231
0,117
∆R²
Sig. 0,006***
F-waarde 3,508
* Significant op een niveau van 10% ** Significant op een niveau van 5% *** Significant op een niveau van 1%
4.4.2.3. Geïntegreerde verslaggeving
Geïntegreerde verslaggeving, ook wel Integrated Reporting genoemd, is een relatief nieuw concept (IIRC, 2013). Mede om die reden is er nog weinig onderzoek gedaan naar deze manier van verslaglegging. In dit onderzoek wordt aandacht besteed aan de invloed van het integreren van de financiële en niet-financiële informatie in één jaarverslag op de relatie tussen maatschappelijke verslaggeving en resultaatsturing.
4.4.2.3.1. Hypothese 4a – maatschappelijke verslaggeving
De laatste moderatorvariabele die in dit onderzoek is getest, betreft de integratie van economische, sociale en milieu-informatie in één jaarverslag. De resultaten van de eerste hypothese van deze moderatorvariabele zijn weergegeven in tabel 11. De coëfficiënt van de geïntegreerde verslaggeving is hier 0. Dit betekent dat het al dan niet integreren van informatie in één verslag niet van invloed is op de relatie tussen maatschappelijke verslaggeving en resultaatsturing. Een mogelijke verklaring hiervoor is dat er slechts 21 waarnemingen mét geïntegreerde verslaggeving in de steekproef aanwezig zijn. Dit is een relatief geringe hoeveelheid in vergelijking met het totaal van 153 waarnemingen. De lage verklarende kracht van het model is ook terug te zien in de negatie ve gecorrigeerde R² waarde van -0,016. Daarnaast is het model niet significant (ρ = 0,527). Dit betekent dat de resultaten in grote mate berusten op toeval (Huizingh, 2010). Enkel in het jaar 2012 is er sprake van een significant resultaat (ρ = 0,039 < 0,05). Hieruit blijkt dat een verhoging van één punt in de score op de Transparantiebenchmark leidt tot een stijging in de waarde van de abnormale accruals met 0,041 indien er wél een geïntegreerd verslag wordt uitgebracht. Ondanks deze uitslag kunnen hier geen algemene bevindingen uit afgeleid worden, omdat hetzelfde niet geldt voor de overige jaren (Appendix V). Hypothese 4a – de mate van transparantie in de maatschappelijke verslagen heeft een
positieve invloed op de mate van resultaatsturing indien de economische, sociale en milieu-informatie is geïntegreerd in één verslag – dient dan ook verworpen te worden.
TABEL 11 RESULTATEN HYPOTHESE 4A
Moderatorvariabele: geïntegreerde verslaggeving
B t-waarden Sig. α 1,650 3,577 0,001*** LEV -0,379 -0,486 0,630 ROA -1,978 -1,047 0,301 VLS 0,021 0,113 0,911 VKGR -0,686 -0,412 0,682 TBS -0,006 -1,205 0,235 INTG (INTG * TBS) 0,000 -0,123 0,903 Adj. R² -0,016 -0,022 ∆R² Sig. 0,527 F-waarde 0,866
* Significant op een niveau van 10% ** Significant op een niveau van 5% *** Significant op een niveau van 1%
4.4.2.3.2. Hypothese 4b – resultaatsturing
De laatste hypothese die aan een statistische toets is onderworpen, heeft betrekking op de invloed van geïntegreerde verslaggeving op de mate van resultaatsturing in de relatie tot de transparantie in de maatschappelijke verslaggeving. Uit tabel 12 is af te lezen dat een stijging van 0,01 in de abnormale accruals leidt tot een vermindering van 0,10448% in de gemiddelde totaalscore op de Transparantiebenchmark indien er sprake is van geïntegreerde verslaggeving. Aangezien er maximaal 200 punten worden toegekend in de Transparantiebenchmark, staat een daling van 0,10448% in transparantie gelijk aan een verlies van ± 0,21 punten. Dit betekent dat de mate van resultaatsturing negatief gerelateerd is aan de mate van transparantie in maatschappelijke verslaggeving indien er sprake is van de integratie van financiële en niet-financiële informatie in één jaarverslag. De onafhankelijke variabele is in dit model significant op een niveau van 10% (ρ = 0,051). Echter, het tegendeel blijkt voor de moderatorvariabele (INTG), die net niet significant is op een niveau van 10% (ρ = 0,112 > 0,100). Een mogelijke reden is het relatief lage aantal geïntegreerde verslagen in de steekproef (21 waarnemingen). Geïntegreerde verslaggeving bevindt zich namelijk nog in de conceptfase. In 2013 heeft het een toevlucht genomen door de totstandkoming van een pilot-groep door de IIRC (IIRC, 2013). De meeste geïntegreerde verslagen zijn dan ook in 2013 uitgebracht (10 uit 21) (Appendix V).
Desondanks is het model, met inbegrip van alle variabelen, wel significant op een niveau van 5% (ρ = 0,042). Daarnaast is er door de toevoeging van geïntegreerde verslaggeving als moderatorvariabele een stijging van 3,1% waarneembaar in de verklarende kracht van het model (R²), waardoor nu 14,5% van de variantie in de gemiddelde totaalscore op de Transparantiebenchmark wordt verklaard door het opgestelde model. Toch wordt hypothese 4b – de mate van resultaatsturing heeft een positieve invloed
op de mate van transparantie in de maatschappelijke verslagen indien de economische, sociale en milieu-informatie is geïntegreerd in één verslag – verworpen. Geconcludeerd wordt dat geïntegreerde
verslaggeving een minimaal effect heeft op de negatieve relatie tussen de mate van resultaatsturing en de mate van transparantie in maatschappelijke verslagen.
TABEL 12 RESULTATEN HYPOTHESE 4B
Moderatorvariabele: geïntegreerde verslaggeving
B t-waarden Sig. α 35,538 2,203 0,033** LEV 54,792 2,263 0,029** ROA -34,244 -0,565 0,575 VLS 5,979 0,973 0,336 VKGR -32,853 -0,611 0,544 AAC -10,448 -2,004 0,051***
INTG (INTG * AAC) 4,818 1,622 0,112
Adj. R² 0,145
0,031
∆R²
Sig. 0,042**
F-waarde 2,145
* Significant op een niveau van 10% ** Significant op een niveau van 5% *** Significant op een niveau van 1%
In het volgende hoofdstuk wordt er gebruik gemaakt van de bestaande literatuur om dieper in te gaan op de belangrijkste bevindingen van dit onderzoek. Door de vergelijking te maken tussen de resultaten afkomstig uit dit onderzoek en die uit eerdere onderzoeken, kan er worden bepaald in w elke mate er een bijdrage wordt geleverd aan hetgeen we al weten en waar nieuwe invalshoeken worden geraakt. Tot slot zullen in hoofdstuk 6 de beperkingen van dit onderzoek als wel de aanbevelingen voor vervolgonderzoek worden besproken.
5. DISCUSSIE
In dit hoofdstuk staat de interpretatie van de resultaten (hoofdstuk 4) centraal. Er wordt gebruik gemaakt van de bestaande literatuur omtrent de maatschappelijke verslaggeving en resultaatsturing om deze bevindingen te kunnen verklaren. Allereerst wordt er een beschrijving gegeven van de aanwezige abnormale accruals, als proxy van resultaatsturing (paragraaf 5.1). Vervolgens worden de