Resultaten regressieanalyse

De resultaten van de tijdsvariante contractuele en controle variabelen rapporteer ik in tabel 10. De F- statistiek van alle modellen is significant bij een significantieniveau van 1%. De nulhypothese dat alle coëfficiënten gelijk zijn aan nul wordt duidelijk verworpen. Opvallend is dat bij de twee FE-modellen de aangepaste R kwadraat extreem hoog is, met respectievelijk 0,981 voor model 1 en 0,980 voor model 2. Een hoge R kwadraat is echter gebruikelijk bij een FE-model en zegt weinig over de verklaarbaarheid van het FE-model van de variatie in de afhankelijke variabele ten opzichte van het gemiddelde. Veel van de variëteit wordt slechts gemeten, en niet verklaard, door de toegevoegde dummyvariabelen voor de entiteitspecifieke effecten (Wooldridge, 2010). De aangepaste R kwadraten van de OLS modellen, met respectievelijk 0,589 en 0,572 voor model 1 en model 2, duiden op een redelijke fit van het model met de variëteit in de afhankelijke variabele.

Schuldcontracten

De resultaten in tabel 10 tonen dat er sprake is van een positieve significante relatie tussen de schuldratio (D/E), na leaseactivering, en de mate van operationele leasefinanciering ten opzichte van de totale activa. De invloed van de schuldratio, na leaseactivering, is significant bij een significantieniveau van 1%. De positieve relatie tussen de schuldratio (D/E), na lease-activering, en de mate van operationele leasefinanciering is consistent met de onderzoeken van Lückerath-Rovers (2007), Duke et al. (2002) en El-Gazzar et al. (1986). Ondernemingen met een hoge schuldratio na leaseactivering maken in grotere mate gebruik van de niet uit de balans blijkende operationele leasefinanciering, dan ondernemingen die minder gebruik maken van schuldfinanciering. Dit resultaat ligt in lijn met de opgestelde hypothese dat ondernemingen met een hoge absolute mate van schuldfinanciering operationele leasefinanciering gebruiken om de te rapporteren schuldratio te reduceren. Deze aanname wordt versterkt door het feit dat er geen sprake is van een relatie tussen de gerapporteerde schuldratio, voor leaseactivering, en de mate

van operationele leasefinanciering. Het principe van het vergelijken van de relatie voor en na operationele leaseactivering is ontleend aan Lückerath-Rovers (2007). Lückerath-Rovers (2007) rapporteert een significante negatieve relatie tussen de schuldratio, voor leaseactivering, en de mate van operationele leasefinanciering. Na de operationele leaseactivering is deze relatie, in overeenstemming met de hypothese, echter positief en significant.

De schuldmaatstaf die corrigeert voor de mate van schuldfinanciering in de bedrijfstak laat een soortgelijk patroon zien als de absolute schuldratio. Deze schuldmaatstaf heeft een positieve invloed op de mate van operationele leasefinanciering bij een significantieniveau van 5%. Ondernemingen met een hoge schuldratio, na leaseactivering, ten opzichte van de bedrijfstakmediaan maken meer gebruik van operationele leasefinanciering. Dit resultaat ligt eveneens in lijn met de opgestelde hypothese dat ondernemingen, die in grote mate gebruik maken van schuldfinanciering, operationele leasefinanciering toepassen om de te rapporteren schuldratio niet te veel te laten afwijken van het bedrijfstakgemiddelde. Wederom is er geen sprake van een relatie tussen de bedrijfstak gecorrigeerde schuldratio, voor leaseactivering, en de mate van operationele leasefinanciering. Dit resultaat impliceert dat ondernemingen met een hoge mate van schuldfinanciering operationele leasefinanciering gebruiken om de solvabiliteits-maatstaven te sturen richting de bedrijfstakmediaan. De positieve relatie tussen de schuldratio ten opzichte van de bedrijfstak en de mate van operationele leasefinanciering ligt in lijn met de eerdere aangetoonde relatie door El-Gazzar et al. (1986).

Tot slot wil ik aandacht besteden aan de omvang van de geschatte regressiecoëfficiënten van beide schuldmaatstaven. De kleine regressiecoëfficiënten zijn het gevolg van een sterk verschil in de waarden van beide onafhankelijke schuldvariabelen en de afhankelijke operationele leasevariabele. De onafhankelijke schuldvariabelen zijn uitgedrukt als de mate van vreemd vermogen ten opzichte van eigen vermogen, terwijl de afhankelijke operationele leasevariabele is uitgedrukt ten opzichte van de totale activa. Zoals beschreven in sectie 6.3 is het gemiddelde van de afhankelijke operationele leasevariabele 8,9%, terwijl de gemiddelde waarde van de absolute schuldmaatstaf 297% bedraagt. Een stijging van 1% in de schuldratio leidt tot een toename van operationele leasefinanciering van 0,3%. Deze voorspelde stijging is gelijk voor iedere entiteit aangezien de regressiecoëfficiënt in het FE-model contant is. Alleen de intercept varieert per entiteit (Brooks, 2008). De gemiddelde waarde van de schuldmaatstaf (DE-na) verklaart in model 1 bijvoorbeeld een mate van operationele leasefinanciering van 0,89%.³⁰ Dit is 10% van de

30

De invloed van de gemiddelde waarde van de schuldmaatstaf DE-na op de gemiddelde mate van operationele leasefinanciering in het model is 2,97*0,003 = 0,0089 = 0,89%. Het gemiddelde van de variabele DE-na verklaart 0,0089/ 0,089 = 10% in de mate van operationele leasefinanciering.

gemiddelde mate van operationele leasefinanciering. De invloed van de mate van schuldfinanciering heeft naast statistische waarde ook economische waarde.

De gevonden resultaten suggereren dat ondernemingen met een hoge mate van schuld-financiering operationele leaseschuld-financiering gebruiken om de schuldmaatstaven neerwaarts te sturen. Dit geldt voor zowel een hoge absolute schuldratio als een hoge schuldratio ten opzichte van de mate van schuldfinanciering in de bedrijfstak. De resultaten onderschrijven de schuld-contracten hypothese dat ondernemingen met hoge schuldmaatstaven dichter tegen contractbreuk aanzitten en de flexibiliteit in verslaggevingskeuze gebruiken om contractbreuk te vermijden.

Beloningscontracten

De resultaten in tabel 10 tonen dat er geen significante invloed bestaat van beide beloningsvariabelen op de mate van operationele leasefinanciering. Er is geen bewijs gevonden voor een relatie tussen het aandeel van financiële prestatiemaatstaven in bonusplannen ten opzichte van niet-financiële prestatiemaatstaven. Evenmin is er een relatie gevonden tussen het gewicht van financiële prestatiemaatstaven in bonusplannen ten opzichte van de totale korte termijn beloning en de mate van operationele leasefinanciering. De geschatte negatieve coëfficiënten van de FE-modellen zijn overigens inconsistent met de opgestelde hypotheses. Opmerkelijk is dat er sprake is van een tekenwisseling in de pooled OLS modellen. Ook bij de OLS modellen is de relatie niet-significant. De resultaten tonen geen bewijs voor een relatie tussen het relatieve gewicht van financiële prestatiemaatstaven in bonusplannen en de mate van operationele leasefinanciering.

Omvang van de onderneming

De resultaten in tabel 10 tonen bewijs voor een negatieve invloed van de omvang van de onderneming op de mate van operationele leasefinanciering. Omvangrijke ondernemingen maken in mindere mate gebruik van operationele leasefinanciering. De gevonden relatie is in het FE-model alleen significant bij een significantieniveau van 10%. Een mogelijke verklaring voor de negatieve relatie is, volgens Lasfer en Lewis (1998), dat grote onderneming meer gediversifieerd zijn en meer alternatieven hebben om de activa te hergebruiken. Het is voor grote ondernemingen minder risicovol om activa aan te schaffen in verhouding tot kleinere ondernemingen. Het is aannemelijk dat kleine ondernemingen meer gebruik maken van operationele leasefinanciering, omdat er meer onzekerheid bestaat of de activa vereist zijn als de vraag afneemt. Een andere verklaring voor de negatieve invloed van de ondernemingsomvang op de mate van operationele leasefinanciering komt voort uit de politieke kosten hypothese. El-Gazzar et al. (1986) redeneren

dat omvangrijke ondernemingen meer bloot staan politieke kosten en daarom de winst verhogende operationele leasemethode niet gebruiken.

Bedrijfstakeffecten

In appendix 4 is een tabel opgenomen met de resultaten van de tijdsinvariante bedrijfstak-effecten. De tabel is in de appendix opgenomen omdat de steekproef per bedrijfstak te gering is om hieraan conclusies te verbinden. Mogelijk geeft de tabel aanleiding voor verder onderzoek naar de mate van operationele leasefinanciering over verschillende bedrijfstakken. In de tabel dient de bedrijfstak “industrie”, met ICB 2000, als referentiegroep. Bij het analyseren van de resultaten moet men er rekening mee houden dat de geschatte coëfficiënten de relatie ten opzichte van de referentiegroep aangeven. Ik heb gekozen voor de groep ondernemingen met de classificatie “2000 industrie” als referentiegroep omdat deze groep gebruik maakt van een gemiddelde mate van leasefinanciering en deze groep het grootste is. Wat betreft de tijdsdummy’s gebruik ik het jaar 2006 als referentiegroep. De resultaten van model 1 maken het aannemelijk dat de mate van operationele leasefinanciering hoger ligt in de “olie en gas” bedrijfstak, de “industrieel transport” bedrijfstak en de “consumenten services” bedrijfstak. De resultaten van model 2 laten min of meer hetzelfde patroon zien, alleen zijn de resultaten minder sterk. Appendix 4 geeft geen bewijs dat het ondernemingsjaar van invloed is op de mate van operationele leasefinanciering. Dit is consistent met de uitlag van de RFELR test, dat er nauwelijks sprake is van tijdsspecifieke effecten.

Tabel 10: Resultaten tijdsvariante variabelen

De onderstaande tabel geeft een overzicht van de belangrijkste kenmerken van de gebruikte regressiemodellen. In de tabel zijn zowel de geschatte FE-coëfficiënten als OLS coëfficiënten weergegeven. De variabelen “DE-voor” en “Bedrijfstak DE-voor” geven de invloed van de solvabiliteits-maatstaven aan, indien de mate van operationele leasefinanciering buiten beschouwing wordt gelaten. De maatstaven houden geen rekening met de operationele leaseactiva en leasepassiva. De tabel toont de FE-resultaten waarbij de solvabiliteitsmaatstaven, die berekend zijn na operationele leaseactivering, vervangen zijn door de eerder genoemde maatstaven voor operationele leaseactivering.

Fixed Effect Model 1 Fixed Effect Model 2 Pooled OLS Model 1 Pooled OLS Model 2 DE-voor -0,001 (-0,395) DE-na 0,003*** (2,718) 0,019*** (3,351) Bedrijfstak DE-voor 0,0003 (0,126) Bedrijfstak DE-na 0,002** (2,085) 2,100*** (3,286) Finbonus -0,022 (-0,557) 0,073 (1,002) Finbeloning -0,053 (-0,785) 0,037 (0,268) Omvang -0,016* (-1,529) -0,015* (-1,510) -0,025*** (-2,755) -0,023** (-2,275) Groeiopties 0,002 (1,003) 0,001 (0,578) -0,002 (0,271) -0,001 (-0,120) Activa stuctuur -0,004 (-0,684) -0,005 (-0,764) -0,018** (-2,256) -0,016** (0,007) Belastingen 0,004 (0,454) 0,008 (1,070) 0,018 (0,189) 0,019 (0,976) Constante 0,481*** (2,354) 0,481*** (2,374) 0,669*** (2,799) 0,403*** (2,657) Heteroskedasticiteit robuuste Standaarddeviaties √ √ √ √ Autocorrelatie robuuste Standaarddeviaties √ √ Tijdsdummy √ √ Bedrijfstakdummy √ √ Observaties 179 174 179 174 Ondernemingen 46 46 46 46 Jaren 4 4 4 4 Aangepaste R² 0,981 0,980 ^{0,589 0,572} F-statistiek 180,7*** 171,2*** 16,9*** 14,6***

Hausman test statistiek 47,34*** 55,11***

RFELR test F-Statistiek F-Statistiek

Entiteit

en/of tijdseffect 107,27*** 105,92***

Entiteitseffecten 112,41*** 112,20***

Tijdseffecten 1,96 2,91**

Jarques-Bera statistiek 285,2*** 302,2*** 34,4*** 32,2***

Opmerkingen: De T-statistiek is de waarde binnen de haakjes.