resultaat in hoger mate dan ziekenhuizen met een relatief laag B-segment.
Dezelfde procedure die gevolgd is voor hypothese 3 wordt herhaald voor hypothese 4, ook bij deze onafhankelijke variabele (B-segment) worden er twee groepen gemaakt, gevolgd door t-testen. De resultaten van B-segment zijn weergegeven in tabel 15: Verschil-test B-segment.
In tabel 15: Verschil-test B-segment is er een significant verschil in twee jaren zichtbaar. In 2009 is er een significant resultaat met p-waarde van 0,018 en in jaar 2010 is het significant met een p-waarde van 0,031. De significantie in slechts twee jaren kan mogelijk verklaard worden door de beperkt omvang van het B-segment vanaf 2005. Dit is opgelopen van 5% B-B-segment in 2005 naar 30% in 2011.
Laag Hoog
Jaar B-segment B-segment Verschil P-waarde
2005 -0,0889 -0,116 -0,0271 0,262 2006 -0,2811 -0,2682 0,0129 0,603 2007 0,1049 0,0991 -0,0058 0,816 2008 0,0476 0,0344 -0,0132 0,536 2009 0,0114 -0,0455 -0,4664 0,018 ** 2010 -0,0228 -0,0593 -0,0365 0,031 ** 2011 0,0845 0,0655 -0,019 0,267
Tabel 15: Verschil-test B-segment
In 2009 en 2010 zijn hogere negatieve discretionaire accruals zichtbaar wanneer het % B-segment hoger is. Dit duidt op het neerwaarts sturen van het resultaat bij een hoger % B-segment.
Weerstandsvermogen (D1)
DAC t = β0 + β1 D1 + β2 OCF t + β3 LEV + β4 SIZE + ϵ t (7)
Variabele
n Coëfficiënt t-ratio p-waarde
Constant 0,043 0,365 0,715 D2 0,088 2,359 0,019 OCF -0,585 -18,283 0,000 LEV -0,236 -6,232 0,000 SIZE 0,134 4,178 0,000 Adj_R2 36% F-value 91,902
Pearson correlatie B-segment
Om te bevestigen dat er een relatie is tussen het B-segment en resultaatsturing wordt er eerst een Pearson correlatie per jaar uitgevoerd. In de tabel 16: Correlatie B-segment is te zien dat het B-segment in de jaren 2010 en 2011 significant correleren met de discretionaire accruals. De
Pearson correlatie is uitgevoerd aan de hand van een tweezijdige test. In 2010 is dit met een waarde van 0,019 en in 2011 is dit met een p-waarde van 0,015. Voor het jaar 2009 is er geen significante correlatie aangetoond op basis van een tweezijdige test. Bij de eenzijdige test is er een significante correlatie met een p-waarde van 0,026. De resultaten ondersteunen de uitkomsten van de verschil-test B-segment.
Tabel 16: Correlatie B-segment
Regressieanalyse B-segment
Uit de correlaties (tabel 7: Pearson correlatie) blijkt dat er een relatie is
tussen de onafhankelijke en afhankelijke, waardoor de variabelen meegenomen kunnen worden in het model. Er is een dummyvariabele aangemaakt voor het segment (D2), de groepen zoals in de verschil-test B-segment. De groep laag krijgt een 0 en de hoge groep een 1. In tabel 17: Regressieanalyse B-segment zijn de resultaten weergegeven. De adj_R2 geeft de voorspellende waarde aan van het model, deze is slechts 38%. De ANOVA in en tabel 17, de F-value is significant, wat aangeeft indien het significant is dat het model toegevoegde waarde heeft en dus nuttig is om te gebruiken.
(OCF) en (LEV) zijn significant en hebben beide een negatieve bèta. De financiële gezondheid (OCF) is negatief gecorreleerd, omdat lage “gezondheid” zorgt voor resultaat verhogende sturing. Bij hoge “gezondheid” is er minder noodzaak tot het sturen van het resultaat. (SIZE) is met een p-waarde van 0,001 significant en positief, waar vanuit de politieke kosten hypothese van de PAT een negatieve waarde wordt verondersteld, omdat grotere ondernemingen een grotere druk hebben vanuit de overheid en belastingheffingen proberen te voorkomen. De positieve bèta in de resultaten kan daardoor niet verklaard worden. D2 is significant en negatief gecorreleerd, dit resultaat ondersteunt zowel de verschil-test B-segment en de Pearson correlatie B-segment, waardoor hypothese 4 geaccepteerd kan worden. Er is een relatie gevonden tussen de mate van resultaatsturing en het B-segment.
T
Tabel 17: Regressieanalyse B-segment
B-segment r p-waarde 2005 -0,073 0,543 2006 0,103 0,387 2007 0,066 0,577 2008 -0,18 0,128 2009 -0,226 0,053 2010 -0,276 0,019 ** 2011 -0,288 0,015 ** ** = significant B-segment (D2)
DAC t = β0 + β1 D2 + β2 OCF t + β3 LEV + β4 SIZE + ϵ t (8) Variabelen Coëfficiënt t-ratio p-waarde
Constant -0,049 -0,315 0,753 D1 -0,186 -4,701 0,000 OCF -0,588 -15,595 0,000 LEV -0,147 -3,808 0,000 SIZE 0,127 3,209 0,001 Adj_R2 38% F-value 69,827
C
ONCLUSIEEerder onderzoeken zijn verricht onder for-profit organisatie en in minder mate onder non-profit organisatie, ook zijn er een beperkt aantal onderzoeken verricht die verschillen tussen beide typen onderzochten. Dit onderzoek levert een bijdrage aan de beperkte literatuur over resultaatsturing in non-profit organisatie en heeft voornamelijk toegevoegde waarde door de unieke verandering die ontstaan is door invoering van de diagnose behandel combinatie in 2005. Hierdoor is er een de financieringsstructuur gewijzigd en is financiële prestatie belangrijker geworden.
Dit onderzoek is uitgevoerd om antwoord te krijgen op de onderstaande hoofdvraag:
“Wat zijn de effecten van de invoering diagnose behandel combinatie op de mate van resultaatsturing binnen Nederlandse non-profit algemene ziekenhuizen en in welke mate heeft het B-segment effect op resultaatsturing?”
Er is in dit onderzoek aangetoond dat er resultaatsturing wordt toegepast in de Nederlandse algemene non-profit ziekenhuizen. De grafische test “Het voorkomen van een klein verlies” (Burgstahler en Dichev) bevestigd het patroon dat de Nederlandse ziekenhuizen het resultaat sturen tot boven het nulpunt. Deze bevindingen zijn consistent met het onderzoek van Leone en Van Horn (2005) en Bouwens et al. (2006). Ook laat de verschil-test zien dat in de periode 2005-2011 ziekenhuizen het resultaat opwaarts sturen bij lagere resultaten. De resultaten van de regressieanalyse geven een indicatie voor het income smoothing patroon. Niet is er aangetoond dat het patroon van resultaatsturing is veranderd door invoering van de DBC in 2005. Ook is er geen bewijs geleverd die de schuldovereenkomst hypothese van de Positive accounting theory ondersteunen, hoewel Bouwens et al. (2006) dit in hun onderzoek wel aantonen binnen de Nederlandse non-profit ziekenhuizen. Wel is er een relatie tussen het B-segment en resultaatsturing aangetoond door drie verschillende testen. De verschil-test die uitgevoerd is conform de methodiek van Bouwens et al.(2006), de Pearson correlatie en een multiple regressie tonen significante resultaten die hypothese 4 ondersteunen. Beperkingen en toekomstig onderzoek
De beperkingen in het onderzoek zijn ten eerste de kleine omvang van de Nederlandse algemene ziekenhuizen. Een kleine populatie heeft als nadeel dat de invloed van één organisatie relatief groot is en dat dit de uitkomsten van het onderzoek dusdanig beïnvloeden dat je een bepaald beeld vaststelt voor de gehele populatie. Deze beperking is deels ondervangen door een zo groot mogelijke steekproef te nemen, in dit onderzoek is 90% van de totale populatie onderzocht.
Ten tweede is het onderzoek verricht over de periode 2005 tot en met 2011. In 2005 was slechts 5% van de DBC in het B-segment. Dit percentage is opgelopen tot ongeveer 35% in 2011. De komende jaren zal dit percentage verder oplopen, waardoor de invloed van het B-segment beter te meten is. In dit onderzoek is de relatie tussen resultaatsturing en het B-segment aangetoond. Dit creëert een mogelijkheid voor toekomstig onderzoek. In dit onderzoek is aangetoond dat de relatie aanwezig is maar niet is onderzocht wat de motieven zijn om het resultaat te sturen bij een hoger % B-segment. Wel is in dit onderzoek duidelijk geworden dat door de invoering van DBC de balanspost “onderhanden werk”ontstaat, waardoor bestuurders van ziekenhuizen ruimte hebben voor resultaatsturing.
De derde beperking in dit onderzoek is dat er geen rekening gehouden is met de effecten van de bonus hypothese en politieke kosten hypothese. De bonushypothese kan mogelijk een rol spelen bij resultaatsturing bij de Nederlandse ziekenhuizen. Uit een artikel van NRC blijkt dat bestuurders van ziekenhuizen bonussen ontvangen bij goede prestaties. Of het financiële resultaat een rol speelt bij deze bonuscontracten wordt niet beschreven in het artikel, de maatstaf voor de bonussen is onduidelijk. Ook wordt er in dit onderzoek geen rekening gehouden met de effecten volgens de politieke hypothese en is aangenomen dat dit (nog) niet van belang is, gezien de financiële positie van de Nederlandse ziekenhuizen.
Uit dit onderzoek is gebleken dat er een relatie is tussen het B-segment en de mate van resultaatsturing. Niet is naar voren gekomen wat de daadwerkelijke prikkels zijn voor de bestuurders van Nederlandse ziekenhuizen om resultaatsturing toe te passen. Wel is duidelijk geworden dat door het B-segment er meer mogelijkheden zijn om resultaatsturing toe te passen.
Eén van de motieven wat nog onderzocht kan worden binnen Nederlandse ziekenhuizen is de bonus hypothese van de PAT. Zijn de bonussen die de bestuurders van de Nederlandse ziekenhuizen ontvangen aanleiding om het resultaat te sturen en is de prikkel dusdanig sterk. Er worden bonussen uitgekeerd maar op basis waarvan worden de bestuurders beoordeeld en is dit ook op basis van de financiële prestaties? Ook kan er onderzoek gedaan worden naar de politieke kosten hypothese van de PAT, ervaren de bestuurders een druk vanuit de overheid die mogelijk belastingheffingen kunnen opleggen of budget korten kunnen toepassen of wordt deze druk veroorzaakt door de zorgverzekeraars, die een sterkere onderhandelingspositie genieten wanneer ziekenhuizen hogere resultaten presenteren. Het B-segment heeft tot nu toe een niveau bereikt van ongeveer 35% van de totale omzet en dit zal de komende jaren verder toenemen waardoor de prikkels kunnen toenemen om resultaatsturing toe te passen.
L
ITERATUURLIJSTBecker, C.L., DeFond, M.L., Jiambalvo, J., Subramanyam, K.R. (1998) The Effect of Audit Quality On Earnings Management. Contemporary Accounting Research, Vol. 15, 1-24.
Bouwens, Hollander, Schaepkens (2006) Resultaatsturing in Dutch Hospitals: Controlled Evidence. Working Paper Version 7, University Tilburg.
Burgstahler, D., Eames, M. (2006) Management of Earnings and Analysts ‘Forecasts to Achieve Zero and Small Positive Earnings Surprises. Journal of Business and Accounting, Vol. 33, 633-652.
Burgstahler, D., Dichev, I. (1997) Resultaatsturing to Avoid Earnings Decreases and Losses. Journal of Accounting and Economics, Vol. 24, 99-126.
Cardinaels, E., Smith, A. (2004) Financiële risico’s van de DBC Naar een herdefiniëring van bank-zorgaanbiederrelatie? Management Control & Accounting, Vol. 9, No. 4, 12-15.
Cohen, D.A., Zarowin, P. (2010) Accrual-based and Real Earnings Management Activities Around Seasoned Equity Offerings. Journal of Accounting and Economics, Vol. 50, 2-19.
Dechow, P., Sloan, R.G., Sweeney, A.P. (1995) Detecting Earnings Management. Accounting Review, Vol. 70, No. 2, 193-225.
DeAngelo, L.E. (1981) Auditor Size and Audit Quality. Journal of Accounting and Economics 3, 183-199. DeAngelo, L.E. (1986) Accounting Numbers as Market Valuation Substitutes: A Study of Management Buyouts of Publics Stockholders. The Accounting Review. Vol. 17, No. 3, 400-420.
Dechow, P., Dichev, D. (2002) The Quality of Accruals and Earnings: The Role of Accruals Estimation Errors. The Accounting Review. Vol. 77, 35-59.
Dichev, I.D., Skinner, D.J. (2002) Large-Sample Evidence on the Debt Convenant Hypothesis. Journal of Accounting Research. Vol. 40, 1091-1123.
Elshaffie, E. (2007) A Comparison of Resultaatsturing Between Not-for-profit and For-profit Hospitals. Paper [online] available from: http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=1013935.
Eisenhardt, K. (1989) Agency Theory: An Assessment and Review. Academy of Management Review. Vol. 14, No. 1, 58.
Francis, J.R. (2004) What do we know about audit quality? The British Accounting Review 36, 345-368. Fudenberg, D., Tirole, J. (1995) A Theory of Income and Dividend Smoothing Based on Incumbency Rents. Journal of Political Economy 103, 75-93.
Greenwood, R., Li, S. Deephouse, D.L. (2005) Reputation, Diversification, and Organizational Explanations of Performance in Professional Service Firms. Organization Science. Vol. 16, No. 6, 661-673.
Healy, P.M. (1985) The Effect of Bonus Schemes on Accounting Decisions. Journal of Accounting and Economics 7, 85-107.
Healy, P., Wahlen, J., (1999), A review of the resultaatsturing literature and its implications for standard setting, Accounting Horizons, Vol. 13, 365–383.
Hoerger, T.J. (1991) ‘Profit’ Variability in For-profit and Not-for-profit Hospitals. Journal of Health Economics 10, 259-289.
Jensen, C. Meckling, H. (1976) Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure. Journal of Financial Economics 3, 305-360.
Jones, J. (1991) Resultaatsturing During Import Relief Investigations. Journal of Accounting Research. Vol. 29, No. 2, 193-228.
Leone, A.J., Horn van, R.L. (2005) How Do Nonprofit Hospitals Manage Earnings? Journal of Health Economics 24, 815-837.
Murphy, K.J., Zimmerman, J.L. (1992) Financial Performance Surrounding CEO Turnover. Journal of Accounting and Economics 16, 273-315. North-Holland.
Roychowdhury, S. (2006) Earnings Management Through Real Activities Manipulation. Journal of Accounting and Economics. Vol. 42, 335-370.
Schaepkens, F.F.J.M. (2002): Ziekenhuisbekostiging in Nederland; van FB naar DBC. MCA (4), 13-25.
Sloan, R.G. (1996) Do Stock Prices Fully Reflect Information in Accruals and Cash Flows About Future Earnings? The Accounting Review Vol. 71, No. 3, 289-315.
Teoh, S.H., Welch, I., Wong, T.J., (1998) Earnings Management and the Long-Run Performance of Initial Public Offerings, The Journal of Finance, 1935-1974.
Tucker, J.W., Zarowin, P.A. (2006) Does Income Smoothing Improve Earnings Informativeness? The Accounting Review. Vol. 81, No. 1, 251-270.