Tabel 4 impairment in relatie tot totale vaste activa
In tabel 4 valt op dat de gemiddelde impairment in 2008 0,031 is van de totale vaste activa, terwijl in 2009 het gemiddelde 0,016 is. Dit impliceert dat bijzondere waardeverminderingen in het eerste jaar van de financiële crisis hoger zijn dan in het tweede jaar. Verder is de standaarddeviatie in 2008 (0,09) hoger dan in 2009 (0,042).
In tabel 5 is de schuldratio berekend.
Schuldratio
2008 – 2009
N Mean Min Max Median St deviation
2008 100 0,698 0,021 1,253 0,722 0,2
2009 100 0,673 0,012 1,205 0,702 0,224
Beide jaren 200 0,685 0,012 1,253 0,713 0,212
Tabel 5 schuldratio
In tabel 5 staan de schuldratio’s van de ondernemingen weergegeven. Hierbij valt op dat de ondernemingen gemiddeld in 2008 een schuldratio hebben van 70% en in 2009 een schuldratio van 67%. Zoals de maximumwaarden weergeven zijn er ondernemingen met een schuldratio van meer dan 100%.
5.2 Verklarende statistiek
Zoals eerder in hoofdstuk 4 is vermeld zijn in dit onderzoek drie analysemodellen gebruikt. Deze staan hieronder weergegeven.
Chikwadraattoets
De Chikwadraattoets is een toetsingsmethode, waarbij wordt vastgesteld of twee variabelen onafhankelijk van elkaar zijn. Deze onafhankelijkheidstoets geeft vrijwel geen informatie over de sterkte of de richting van het verband (Buijs, 2003). De chikwadraattoets stelt vast of er een verband bestaat tussen positieve of negatieve kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals en of er wel of geen sprake is van impairments . De chikwadraattoets draagt bij om de eerste hypothese te toetsen.
22 Hiermee kan worden vastgesteld of ondernemingen met hogere impairmentlasten hogere negatieve kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals vertonen dan ondernemingen met lagere impairmentlasten.
Impairment in relatie tot accruals
2008 – 2009
2008 2008 2008 2009 2009 2009 Total Total Total
Neg Pos N Neg Pos N Neg Pos N
Impairment
Wel 30 24 54 31 18 49 61 42 103
Geen 25 21 46 31 20 51 56 41 97
Totaal 55 45 100 62 38 100 117 83 200
Tabel 6 impairment in relatie tot accruals
In tabel 6 staan de waargenomen impairments en abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals weergegeven. Er wordt hierbij onderscheid gemaakt tussen ondernemingen waarbij wel een impairment is toegepast en ondernemingen waarbij geen impairment is toegepast gedurende 2008 en 2009.
Hierbij worden ondernemingen met een negatieve impairment gegroepeerd als ‘geen impairment’. Een negatieve impairment is een impairment uit een voorgaande periode die terug is gedraaid. Naast een onderscheid in impairment is er een onderscheid gemaakt tussen ondernemingen met negatieve en positieve abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals. Zowel in 2009 als in 2008 zijn er meer ondernemingen met negatieve abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals. Het aantal ondernemingen met impairments is in 2008 hoger dan in 2009.
Chikwadraattoets 2008-2009 N Sig. (2-tailed) 2008 100 0,299 2009 100 0,297 Beide jaren 200 0,147
Tabel 7 resultaten chikwadraattoets
Naar aanleiding van de gegevens in tabel 6 is een chikwadraattoets opgesteld. De resultaten hiervan zijn in tabel 7 weergegeven. De chikwadraatwaarde kan variëren van nul tot oneindig. Dit heeft tot gevolg dat de uitkomst hiervan moeilijk is te interpreteren (Buijs, 2003). Er is om deze reden gekeken naar de P-waarde. De P-waarde geeft aan of sprake is van een significant verschil of verband. Een gebruikelijke gehanteerde waarde betreft 0,05. Zoals uit tabel 7 blijkt varieert de berekende P-waarde van 0,147 tot en met 0,299.
23 Dit betekent dat er in zowel 2008 als 2009 geen significant verband bestaat tussen de bijzondere waardevermindering van de vaste activa en de negatieve abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals van de onderneming.
Een aantal ondernemingen heeft zowel in 2008 als in 2009 een bijzondere waardevermindering toegepast op de vaste activa. Soms kiest een manager ervoor om juist in het tweede jaar negatieve kortlopende accruals te nemen. Dit zal bijvoorbeeld het geval zijn indien de manager van de onderneming bij voorhand verwacht twee jaar achter elkaar een bijzondere waardevermindering te moeten toepassen. Om in kaart te brengen of dit verband bestaat, is de chikwadraattoets gebruikt. Uit de resultaten is gebleken dat er 54 ondernemingen zijn die in 2008 een bijzondere waardevermindering hebben toegepast op de vaste activa. Van deze ondernemingen hebben in 2009 41 opnieuw een bijzondere waardevermindering toegepast op de vaste activa, waarvan bij 29 ondernemingen de abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals negatief waren.
Op basis van de resultaten is de chikwadraattoets opgesteld zoals weergegeven in tabel 8.
Chikwadraattoets
2008
N Sig. (2-tailed)
2008 54 0,244
Tabel 8 resultaten chikwadraattoets van ondernemingen met impairment in 2008
Tabel 8 geeft weer dat er geen significant verband is tussen de bijzondere waardevermindering en de abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals. Op basis van deze resultaten kan er niet geconcludeerd worden dat ondernemingen negatieve abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals toepassen in het tweede jaar dat zij een bijzondere waardevermindering op de vaste activa toepassen, gezien de P-waarde van 0,244.
T- toets
Om het verband tussen verschillende variabelen vast te stellen kan naast de chikwadraattoets ook de t-toets worden gebruikt. De t-toets verschaft in vergelijking met de chikwadraattoets meer informatie, omdat bij deze toets rekening wordt gehouden met de hoogte van de kortlopende abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals. In dit onderzoek is de t-toets gehanteerd om vast te stellen of de gemiddelde accruals van de twee groepen (wel impairments en geen impairments) verschillen. Er is gekeken naar de jaartallen 2008 en 2009 en de gemiddelden van beide jaren samen. Voorts is in dit onderzoek het significantieniveau van de F-waarde weergegeven. De uitkomsten in de tabellen van deze paragraaf betreffen de uitkomsten van ‘Levene’s test for equality of variances’. Hiermee wordt getoetst of de varianties van beide groepen gelijk zijn. Indien het significantieniveau van de F-waarde onder 0,05 komt, dient de Levene’s test voor gelijke varianties te worden verworpen (Buijs, 2003).
24 T-toets DWCA van ondernemingen met impairment in relatie tot ondernemingen zonder impairment
T-toets 2008 – 2009
Impairment N Mean St deviation sig. (2-tailed)
2008 Wel 54 -0,021 0,101 0,827 Geen 46 -0,006 0,064 2009 wel 49 -0,049 0,077 0,549 Geen 51 -0,042 0,05 beide jaren Wel 103 -0,015 0,084 0,674 Geen 97 -0,035 0,058
Tabel 9 t-toets DWCA van ondernemingen met impairments in relatie tot ondernemingen zonder impairments
In tabel 9 staan drie t-toetsen weergegeven voor de periode 2008, 2009 en de periode 2008 tot en met 2009. Uit de tabel kan worden afgeleid dat de gemiddelden van de abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals van ondernemingen met of zonder impairment voor het jaar 2008 en 2009 negatief zijn. In 2008 zijn de abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals negatiever bij ondernemingen zonder impairment terwijl in 2009 het tegenovergestelde het geval is. Als we beide jaren samen beschouwen zijn de accruals negatiever bij ondernemingen met een impairment. Dit komt overeen met hypothese I, welke hiervoor is genoemd. Op basis van de significantieniveaus kan geconcludeerd worden, dat de abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals van ondernemingen met impairments niet significant afwijken van die van ondernemingen zonder impairments.
In de hierboven weergegeven analyse is gekeken naar de relatie tussen de kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals en de impairmentlasten van ondernemingen. In de analyse in tabel 10 zijn alleen de ondernemingen weergegeven met impairmentlasten. In deze analyse is gekeken of er een relatie bestaat tussen de nettowinst en de kortlopende abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals. Het is te verwachten dat negatievere abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals worden toegepast door ondernemingen die verlies leiden en te maken hebben met impairments, dan bij winstgevende ondernemingen met impairments.
25 T-toets van ondernemingen met impairment in relatie tot DWCA en nettowinst
2008 – 2009
Nettowinst N Mean St deviation Sig. (2-tailed)
2008 winst 41 0,001 0,082 0,611
2008 verlies 13 -0,039 0,195
2009 winst 39 -0,011 0,127 0,373
2009 verlies 10 -0,029 0,124
Beide jaren winst 80 -0,012 0,112 0,44
Beide jaren verlies 23 -0,033 0,135
Tabel 10 ondernemingen met impairments in relatie tot de nettowinst en DWCA
Uit tabel 10 blijkt dat de nettowinst een rol speelt bij ondernemingen die een bijzondere waardevermindering hebben toegepast. Ondernemingen met een bijzondere waardevermindering waarbij verlies is geleden hebben gemiddeld negatievere kortlopende abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals, dan ondernemingen die winst hebben behaald. Het vastgestelde verband komt overeen met de veronderstelling dat ondernemingen met een verlies eerder ‘resultaatverlagende’ accruals toepassen dan ondernemingen waar nog een nettowinst wordt behaald.
In tabel 10 zijn voor drie perioden de uitkomst van t-toetsen in kaart gebracht. Hierbij wordt volgens de ‘Levene’s test’ voor 2008, 2009 en beide jaren de veronderstelling gehanteerd dat de varianties van beide groepen niet gelijk zijn. Op basis van de significantieniveaus, lopend van 0,373 tot en met 0,611 kan verondersteld worden dat de relaties voor de jaren 2008 en 2009 en gecombineerd niet significant zijn.
Om antwoord te krijgen op de tweede hypothese is de onderstaande t-toets opgesteld. Hiermee wordt getoetst of ondernemingen in het eerste jaar van de financiële crisis negatieve abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals laten zien in relatie tot impairments, dan in het tweede jaar.
T-toets impairment en DWCA
2008 – 2009
Impairment N Mean st deviation Sig. (2-tailed)
2008 54 -0,021 0,104 0,521
2009 49 -0,039 0,095
Tabel 11 t-toets impairment en DWCA
In tabel 11 is een relatie gelegd tussen de perioden 2008 en 2009 voor ondernemingen waar een bijzondere waardevermindering heeft plaatsgevonden op de vaste activa. In tabel 11 kan worden vastgesteld dat ondernemingen in 2009 gemiddeld hogere negatieve abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals hebben, dan in 2008. Dit strookt niet met de verwachting van hypothese 2. Het resultaat laat zien dat de uitkomst niet significant is, aangezien het significantieniveau 0,521 is.
26 Om antwoord te krijgen op de derde hypothese is ook een t-toets toegepast. Met deze t-toets is vastgesteld of ondernemingen met impairments en negatieve abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals in het eerste jaar van de financiële crisis een tegenovergesteld effect in de accruals laten zien dan in het opvolgende jaar.
T-toets negatieve DWCA 2008
T-toets 2008 in relatie tot 2009
DWCA N Mean st deviation Sig. (2-tailed)
2008 30 -0,068 0,096 0,324
2009 30 -0,043 0,061
Tabel 12 t-toets negatieve DWCA van ondernemingen met impairment in 2008 in relatie tot zelfde ondernemingen in 2009
In tabel 12 zijn de resultaten van de 30 ondernemingen met negatieve abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals in 2008 weergegeven die een bijzondere waardevermindering hebben toegepast op de vaste activa. Van dezelfde 30 ondernemingen is getoetst of de abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals in 2009 veranderen. Er kan vastgesteld worden dat de abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals in 2009 niet positief worden ten opzichte van de negatieve abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals in 2008. Op basis van hypothese 3 zou verwacht mogen worden dat de abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals in 2009 dan positief zouden zijn. Wel kan worden vastgesteld dat de accruals in 2009 minder negatief zijn. Gezien het significantieniveau van 0,324 is de relatie echter niet significant.
Een aantal ondernemingen heeft zowel in 2008 als in 2009 bijzondere waardeverminderingen toegepast op de vaste activa. Zoals eerder is gesteld wordt verwacht dat deze ondernemingen in het opvolgende jaar eerder negatieve kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals toepassen dan in het eerste jaar. Er is met behulp van de t-toets bekeken of dit verband bestaat. De resultaten staan in tabel 13.
T-toets ondernemingen met impairment in 2008
T-toets 2009
Impairment N Mean st deviation Sig. (2-tailed)
2009
Wel 41 -0,034 0,985 0,531
Geen 13 -0,058 0,072
Tabel 13 t-toets DWCA van ondernemingen met impairment in 2008, vergeleken met impairment in 2009
Op basis van de uitgevoerde t-toets in tabel 13 is te zien dat de gemiddelde accruals van de ondernemingen die in het tweede jaar geen impairment hebben toegepast, 0,024 lager is dan bij ondernemingen die in het tweede jaar impairment hebben toegepast. Dit is tegenstrijdig aan de
27 verwachting. Op basis van het significantieniveau van 0,531 kan geconcludeerd worden dat het resultaat van de t-toets niet significant is.
Meervoudig regressieanalyse
Een nog gedetailleerdere analyse ten opzichte van de chikwadraattoets en de t-toets is de meervoudige regressieanalyse. De t-toets kan geen rekening houden met controlevariabelen en de relatieve hoogte van de impairment. Het is niet ondenkbaar dat het verband tussen impairments en abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals mede wordt veroorzaakt door andere variabelen dan reeds zijn genoemd. Middels controlevariabelen in de meervoudig regressieanalyse wordt vastgesteld in welke mate dit het geval is.
Met behulp van de regressieanalyse wordt een verband gelegd tussen een afhankelijke variabele en één of meer onafhankelijke variabelen, zie het onderstaande eerder opgestelde meervoudige regressiemodel.
= 0+ 1 + 2 ℎ + 3 (6)
De meervoudige regressieanalyse is opgesteld voor drie perioden. Hierbij is gekeken naar het jaar 2008, het jaar 2009 en de perioden gezamenlijk.
De resultaten van de meervoudige regressieanalyse over het jaar 2008 zijn in tabel 14 weergegeven. Er is hierbij gekeken naar de relatie tussen de abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals en de impairmentratio van de onderneming. Bij het opstellen zijn de schuldratio en de grootte van de onderneming als controlevariabelen gebruikt. De regressieanalyse heeft een determinatiecoëfficiënt (R-kwadraat) van 0,028 met een bijbehorend significantieniveau van 0,481.
Meervoudige regressieanalyse
2008
standaard fout T-waarde Sig. (2-tailed)
Constante -0,023 0,085 -0,822 0,536
Impairmentratio -0,045 0,072 -0,27 0,785
Schuldratio -0,069 0,053 -1,292 0,089
Grootte onderneming 0,016 0,009 1,247 0,324
Tabel 14 meervoudige regressieanalyse 2008
De verwachting is dat de impairmentratio een negatieve coëfficiënt zal hebben. Met andere woorden wanneer de impairmentratio toeneemt, zullen de kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals negatiever worden. De impairmentratio heeft in 2008 een coëfficiënt van -0,045 die niet significant is gezien het niveau van 0,785. Verder wordt verwacht dat de coëfficiënt van de schuldratio positief is, wat betekent dat wanneer de onderneming verhoudingsgewijs meer is gefinancierd met vreemd vermogen, de kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals positiever worden. Gezien het significatieniveau is de schuldratio niet significant met een p-waarde van 0,089. Tot slot wordt verwacht dat de coëfficiënt van de grootte van de onderneming negatief is. Dat wil zeggen indien ondernemingen groter zijn, zijn de kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals negatiever. De
28 ondernemingsgrootte van de onderneming is in 2008 niet significant gerelateerd aan de hoogte van de accruals gezien het niveau van 0,324.
In tabel 15 zijn de resultaten opgenomen van de meervoudige regressieanalyse betreffende het jaar 2009. De regressieanalyse heeft een R-kwadraat van 0,013 met een bijbehorend significantieniveau van 0,583.
Meervoudige regressieanalyse
2009
standaard fout T-waarde Sig. (2-tailed)
Constante -0,079 0,077 -0,925 0,596
Impairmentratio 0,19 0,151 1,537 0,294
Schuldratio -0,066 0,044 -1,172 0,861
Grootte onderneming 0,015 0,016 0,696 0,489
Tabel 15 meervoudige regressieanalyse 2009
De impairmentratio is met een niveau van 0,294 niet significant gerelateerd aan de abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals. Bovendien heeft de coëfficiënt een niet verwachte positieve waarde. Deze conclusie komt overeen met de bevindingen bij de t-toets in tabel 9, waar eveneens de conclusie was dat de abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals bij ondernemingen waar geen bijzondere waardevermindering heeft plaatsgevonden negatiever zijn, dan die bij ondernemingen waar wel een bijzondere waardevermindering van de vaste activa heeft plaatsgevonden. De variabelen schuldratio en de grootte van de onderneming hebben ook geen significante invloed op de abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals in 2009 gezien het significantieniveau.
In tabel 16 zijn de resultaten in kaart gebracht van de meervoudige regressieanalyse betreffende de perioden 2008 en 2009 samen. De regressieanalyse heeft een R-kwadraat van 0,037 met een bijbehorend significantieniveau van 0,392.
Meervoudige regressieanalyse
Beide jaren
standaard fout T-waarde Sig. (2-tailed)
Constante -0,048 0,078 -1,135 0,564
Impairmentratio 0,038 0,143 0,921 0,56
Schuldratio -0,064 0,03 -1,182 0,28
Grootte onderneming 0,013 0,01 1,26 0,395
29 In tabel 16 is te zien dat de coëfficiënt van de impairmentratio niet significant is gezien het significantieniveau van 0,560. Er is dus geen verband tussen de hoogte van de impairment en de kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals in de perioden 2008 en 2009 samen. Aangaande de variabelen schuldratio en de grootte van de onderneming kan worden vastgesteld dat deze niet significant zijn gezien hun significantieniveau. Met behulp van de meervoudige regressieanalyse kan derhalve worden vastgesteld dat ondernemingen met hogere impairmentlasten geen hogere negatieve kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals vertonen dan ondernemingen met lagere impairmentlasten. Dit geldt voor zowel 2008 als voor 2009. Deze conclusie is in lijn met de eerdere resultaten van de chikwadraattoets en de t-toets. In de meervoudige regressieanalyse is in het bijzonder gekeken naar de relatieve hoogte van de impairmentlasten. De chikwadraattoets en de t-toets t-toetsten enkel of er sprake was van een al dan geen impairment.
Om de uitkomsten van de analyses te versterken is in de onderstaande meervoudige regressieanalyse gekeken naar impairments bij ondernemingen met een negatieve nettowinst in relatie tot de negatieve abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals. De verwachting is dat bij deze ondernemingen hogere negatieve kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals zullen worden toegepast. De resultaten bij de eerder toegepaste t-toets in tabel 10 waren niet significant. Hieronder is de meervoudige regressieanalyse uitgevoerd om vast te stellen of er wel een significant verband bestaat.
= 0+ 1 + 2 + 3 + 4 + 5 ∗ (7) De dummy staat voor de waarden 1 en 0. Ondernemingen met een verlies en een positieve impairmentratio krijgen de waarde 1, alle andere waarnemingen de waarde 0.
In tabel 17 zijn de resultaten weergegeven van de meervoudige regressieanalyse over het jaar 2008 waarbij de dummyvariabele en de interactievariabele is toegevoegd. De regressieanalyse heeft een R-kwadraat van 0,035 met een bijbehorend significantieniveau van 0,492.
Meervoudige regressieanalyse 2008 + winstdummy Constante -0,078 0,086 -0,769 0,545 Impairmentratio -0,295 0,291 -0,546 0,125 Schuldratio -0,068 0,058 -1,204 0,232 Grootte onderneming 0,017 0,011 1,195 0,429 Dummy -0,039 0,055 -0,863 0,332
Dummy * imp ratio -0,221 0,498 -0,538 0,757
Tabel 17 meervoudige regressieanalyse 2008 inclusief winstdummy
Uit tabel 17 blijkt dat de resultaten niet afwijken van de resultaten die zijn opgenomen in tabel 14. De twee coëfficiënten van de nieuwe variabelen dummy en dummy * impairmentratio zijn beiden niet significant. De negatieve tekens van de coëfficiënt van de dummy en dummy * impairmentratio liggen wel in lijn met de verwachting.
30 In tabel 18 zijn de resultaten weergegeven van de meervoudige regressieanalyse over het jaar 2009. Hierbij is opnieuw rekening gehouden met de dummyvariabele en met de interactievariabele. De regressieanalyse heeft een R-kwadraat van 0,013 met een bijbehorend significantieniveau van 0,583.
Meervoudige regressieanalyse 2009 + winstdummy Constante -0,082 0,081 -0,569 0,602 Impairmentratio 0,236 0,297 0,826 0,298 Schuldratio -0,063 0,049 -1,124 0,973 Grootte onderneming 0,014 0,018 0,685 0,494 Dummy -0,031 0,037 -0,58 0,348
Dummy * imp ratio -0,012 0,504 -0,271 0,781
Tabel 18 meervoudige regressieanalyse 2009 inclusief winstdummy
Uit tabel 18 blijkt dat de resultaten afwijken van de resultaten in tabel 15. De negatieve tekens van de coëfficiënt van de dummy en dummy * impairmentratio liggen in lijn met de verwachting. De coëfficiënten zijn echter niet significant.
In tabel 19 zijn de resultaten weergegeven van de meervoudige regressieanalyse over de jaren 2008 en 2009 samen waarbij opnieuw de dummyvariabele en de interactievariabele zijn opgenomen. De regressieanalyse heeft een R-kwadraat van 0,019 met een bijbehorend significantieniveau van 0,417.
Meervoudige regressieanalyse
Beide jaren + winstdummy
standaard fout T-waarde Sig. (2-tailed)
Constante -0,081 0,077 -0,641 0,734
Impairmentratio 0,221 0,293 0,622 0,056
Schuldratio -0,062 0,034 -1,139 0,308
Grootte onderneming 0,025 0,017 1,009 0,835
Dummy -0,032 0,035 -0,871 0,311
Dummy * imp ratio -0,018 0,459 -0,442 0,789
Tabel 19 meervoudige regressieanalyse beide jaren
Uit tabel 19 blijkt dat de resultaten afwijken van de resultaten in tabel 16. De tekens van de coëfficiënt van de dummy en dummy * impairmentratio liggen wederom in lijn met de verwachting, maar zijn niet significant.
De meervoudige regressieanalyse waarbij de winstdummy is meegenomen verschaft geen verder inzicht in de relatie tussen de hoogte van impairments bij ondernemingen en de mate van negatieve kortlopende abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals. Uit de negatieve coëfficiënten van de
31 dummyvariabele blijkt dat wanneer ondernemingen verlies lijden en wanneer zij een bijzondere waardevermindering hebben toegepast de kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals bij deze ondernemingen negatiever zijn. De resultaten zijn echter niet significant.
32
6 Conclusie
In dit hoofdstuk wordt antwoord gegeven op de probleemstelling van dit onderzoek. De hoofdvraag zoals weergegeven in de inleiding van dit rapport wordt beantwoord in de eerste paragraaf van dit hoofdstuk. In de tweede paragraaf wordt de verantwoording van het onderzoek nader onderbouwd. Hierbij wordt ingegaan op de tekortkomingen van het onderzoek en tegelijkertijd worden de mogelijkheden voor vervolgonderzoek aangekaart.
6.1 Hoofdvraag
Op basis van eerdere wetenschappelijke studies worden verschillende relaties verondersteld tussen het nemen van impairments en het toepassen van earnings management. Met behulp van het kwantitatieve onderzoek zijn de onderstaande hypothesen getoetst. Aan de hand van deze hypothesen is vastgesteld in hoeverre de veronderstellingen van eerdere wetenschappelijke studies betrekking hebben op Britse beursgenoteerde ondernemingen in de perioden 2008 en 2009. In dit onderzoek zijn de jaren 2008 en 2009 aangemerkt als de crisisjaren.
Hypothese 1
H0: Ondernemingen met hogere impairmentlasten zullen hogere negatieve kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals vertonen dan ondernemingen met lagere impairmentlasten. H1: Ondernemingen met hogere impairmentlasten zullen geen hogere negatieve kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals vertonen dan ondernemingen met lagere impairmentlasten. Op basis van de chikwadraattoets kan worden geconcludeerd dat er geen significante relatie bestaat in de onderzochte perioden tussen de frequenties van wel of geen bijzondere waardevermindering en de frequenties van negatieve of positieve kortlopende abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals.
Aan de hand van de toegepaste t-toets hebben we kunnen opmaken dat over de periode 2008 en 2009 ondernemingen met impairments hogere negatieve kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals vertonen dan ondernemingen zonder een bijzondere waardevermindering. De resultaten zijn echter niet significant.
Uit de meervoudige regressieanalyse is gebleken dat een hoge impairmentratio in 2008 heeft geleid tot hogere negatieve kortlopende abnormale kortlopende werkkapitaalaccruals. Dit resultaat is echter niet significant. In 2009 was de richting van het verband tegengesteld aan de verwachting. Hypothese 2
H0: Ondernemingen met hogere impairmentlasten zullen hogere negatieve kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals vertonen in het eerste jaar van de financiële crisis, dan in het tweede jaar.
H1: Ondernemingen met hogere impairmentlasten zullen geen hogere negatieve kortlopende abnormale werkkapitaalaccruals vertonen in het eerste jaar van de financiële crisis, dan in