Pit - GROWTH = β0 + β1* Rit + β2* dBADNEWSit+ β3* dIFRSit + β4* dBADNEWSit*dIFRSit + εit (5)
In dit onderzoek wordt de waardeverandering per aandeel als indicatie gebruikt voor timely loss recognition. Lin e.a. (2008) en Chua e.a. (2012) hebben aangetoond dat de waardeverandering per aandeel groter is bij IFRS bedrijven dan GAAP bedrijven. In dit onderzoek wordt ook verwacht dat de waardeverandering per aandeel groter is bij IFRS bedrijven dan Dutch GAAP bedrijven. In tabel 6 panel A blijkt dat de coëfficiënt van de dummyvariabele dBADNEWS (-0.4714) negatief en insignificant (p=0.2538) is, consistent met Lin e.a. (2008). Dit betekent dat het niet aantoonbaar is dat “het netto inkomen 0 of kleiner” in hogere mate voorkomt bij Dutch GAAP bedrijven dan IFRS bedrijven. Daarnaast blijkt dat de coëfficiënt van de dummyvariabele dIFRS (0.5187) positief en significant (p=0.0075) is. Dit betekent dat IFRS bedrijven een grotere waardeverandering per aandeel hebben dan Dutch GAAP bedrijven, consistent met Lin e.a. (2008). Ook blijkt uit tabel 6 panel A dat de crossvariabele dBADNEWS * dIFRS (-0.5471) negatief en significant (p=0.0001) is. Dit betekent dat IFRS bedrijven slecht nieuws sneller verwerken in het resultaat dan Dutch GAAP bedrijven. Consistent met eerder onderzoek (Lin e.a., 2008; Barth e.a., 2008) blijkt dat timely loss
recognition is gestegen na de invoering van IFRS. Op basis van deze resultaten kan hypothese 3 niet verworpen worden.
Ook blijkt uit tabel 6 panel A dat er geen variabelen zijn met VIF boven 5. Dit betekent dat er geen multicollineariteit aanwezig is voor deze variabelen (Jermakowicz e.a.,2007).
Eén van de voorwaarden voor OLS-regressie is dat de storingsterm normaal verdeeld moet zijn met verwachtingswaarde 0. Om te toetsen of er sprake is van normaliteit is gebruik gemaakt van Shapiro- Wilk toets. Als de p-value groter is dan 0.05 mag er aangenomen worden dat de storingsterm normaal verdeeld is. Uit dit onderzoek blijkt dat de p-value (p=0.613) groter is dan 0.05, wat betekent dat de storingsterm normaal verdeeld is. Dit wordt ook ondersteund door de qq-plot (quantile-quantile) in bijlage 2E.
Large Negative Income (LNEG)
dIFRSit = β0 + β1 * dLNEGit + β2 * SIZEit + β3 * GROWTHit + β4 * EISSUEit + β5 * LEVit +
β6* DISSUEit + β7 * TURNit + β8 * CFit + β9 * dAUDit + β10 * NUMEXit +
β11 * dXLISTit + β12 * CLOSEit + εit (6)
Het tijdig herkennen van grote negatieve resultaten wordt als indicatie gebruikt in dit onderzoek. Chua e.a. (2012) en Barth e.a. (2008) hebben aangetoond dat bedrijven die IFRS toepassen “grote negatieve resultaten” tijdiger in het resultaat opnemen dan bedrijven die GAAP toepassen. In tabel 6 panel B wordt weergegeven dat de coëfficiënt van de dummyvariabele dLNEG (0.2817) positief en significant (p=0.0009) is. Dit betekent dat IFRS bedrijven “grote negatieve resultaten” tijdiger in het resultaat opnemen dan bedrijven die Dutch GAAP toepassen. Consistent met eerder onderzoek (Chua e.a., 2012; Barth e.a., 2008) blijkt uit dit onderzoek dat IFRS bedrijven de verliezen tijdiger herkennen dan Dutch GAAP bedrijven. Verder blijkt dat de verandering in omzet ten opzichte van het voorgaande jaar (GROWTH) significant groter is voor Dutch GAAP bedrijven dan IFRS bedrijven. In dit onderzoek zijn de regressiecoëfficiënten van de variabelen SIZE en NUMEX positief, terwijl deze negatief zijn in Lin e.a. (2008). Een mogelijke verklaring is dat de populatie van Lin e.a. (2010) bestaat uit beursgenoteerde en niet-beursgenoteerde technologische bedrijven. De overige regressiecoëfficiënten zijn consistent met Lin e.a. (2008). Op basis van deze resultaten kan hypothese 3 niet verworpen worden.
Ook blijkt dat er geen variabelen zijn met VIF boven 5, hetgeen betekent dat er geen sprake is van multicollineariteit (Jermakowicz e.a.,2007).
Eén van de voorwaarden voor OLS-regressie is dat de storingsterm normaal verdeeld moet zijn met verwachtingswaarde 0. Om te toetsen of er sprake is van normaliteit is gebruik gemaakt van Shapiro- Wilk toets. Als de p-value groter is dan 0.05 mag er aangenomen worden dat de storingsterm normaal verdeeld is. Uit dit onderzoek blijkt dat de p-value (p=0.000) kleiner is dan 0.05, wat betekent dat de storingsterm niet normaal verdeeld is. Dit wordt ook ondersteund door de qq-plot (quantile-quantile) in bijlage 2F. De statistische bevindingen moeten dus met de nodige voorzichtigheid geïnterpreteerd worden.
Tabel 6 Resultaten timely loss recognition
Panel A: verklaring waardeverandering aandelen Coëfficiënt p-waarde VIF
Intercept 0.2309 0.2844 1.517
R 0.2581 0.1358 2.158
dBADNEWS -0.4714 0.2538 1.672
dIFRS 0.5187 0.0075** 1.318
dBADNEWS * dIFRS -0.5471 0.0001** 2.581
Panel B: Winstmanipulatie Coëfficiënt p-value VIF
Intercept 1.9852 0.2836 1.485 dLNEG 0.2817 0.0009** 1.653 SIZE 0.2853 0.0037** 2.518 GROWTH -0.4183 0.0048** 3.952 EISSUE -0.2941 0.6814 1.419 LEV 0.1814 0.7845 3.987 DISSUE -0.0748 0.4747 2.79 TURN -0.1463 0.3582 4.413 CF -0.8741 0.1474 1.298 dAUD 0.6817 0.3451 1.894 NUMEX 0.1874 0.4178 2.674 dXLIST 0.4418 0.6935 1.528 CLOSE 0.3572 0.3711 1.793
De variabelen zijn gedefinieerd in paragraaf 4.2
7 Conclusie, beperkingen en toekomstig onderzoek 7.1 Conclusie
Globalisering heeft de behoefte voor internationale regelgeving voor financiële verslaglegging vergroot. Met ingang van 1 januari 2005 zijn de beursgenoteerde bedrijven in West-Europa wettelijk verplicht hun financiële verslaglegging op basis van IFRS op te stellen (Paananen e.a., 2008). Het doel van dit onderzoek is om een antwoord te vinden of de accounting-kwaliteit is verbeterd na de invoering van IFRS in Nederland. De onderzoeksvraag luidt als volgt:
Is de accounting-kwaliteit toegenomen sinds de invoering van IFRS?
Om een antwoord op de onderzoeksvraag te geven, is het van belang dat de definitie van accounting- kwaliteit duidelijk is. Accounting-kwaliteit is gedefinieerd als de mate waarin de financiële cijfers de onderliggende economische situatie weerspiegelen (Chen e.a., 2010). De volgende maatstaven zijn gebruikt om accounting-kwaliteit te meten: earnings management, value relevance en timely loss recognition. Het onderzoek kent twee periodes: Dutch GAAP (1999-2004) en IFRS (2005-2012). Met behulp van de maatstaven is er bepaald of accounting-kwaliteit verbeterd is na de invoering van IFRS. Op basis van eerder onderzoek (Barth e.a., 2008; Christensen e.a., 2008; Lin e.a., 2008; Zhang, 2008; Goncharov en Zimmermann, 2007; Bartov e.a., 2005) zijn er drie hypotheses geformuleerd, namelijk: