Un estudio sobre la calidad del resultado bajo las normas internacionales de contabilidad en el contexto europeo

UN ESTUDIO SOBRE LA CALIDAD DEL RESULTADO BAJO LAS NORMAS INTERNACIONALES DE CONTABILIDAD EN EL CONTEXTO EUROPEO Juan Antonio Rueda Torres Profesor Titular de Escuela Universitaria Departamento de Contabilidad y Economía Financiera Universidad de Sevilla Avenida Ramón y Cajal, 1. 41018 Sevilla Tlf. 954 557568 Fax 954 557569 E-mail: [email protected] Área temática: Información Financiera Palabras claves: Normas Internacionales de Contabilidad, Calidad de la Información Financiera, Conservadurismo, Mercado de Capitales. UN ESTUDIO SOBRE LA CALIDAD DEL RESULTADO BAJO LAS NORMAS INTERNACIONALES DE CONTABILIDAD EN EL CONTEXTO EUROPEO Resumen Una medida de calidad de la información financiera es la oportunidad en el reconocimiento del resultado económico (y, en particular, de las pérdidas económicas) por parte del resultado contable. Utilizando esta medida, cuantificada mediante la relación contemporánea entre resultados y rentabilidades de mercado, y entre el cambio actual y pasado de los resultados, se constata un incremento significativo en el conservadurismo del resultado publicado según las normas internacionales de contabilidad (IAS) por una muestra de empresas de siete países de Europa continental durante el período 1994-2003. Asimismo, la aplicación de las IAS en los países continentales se traduce en un resultado significativamente más conservador que el publicado según las normas contables españolas en el mismo contexto institucional, y ligeramente más prudente que el resultado elaborado bajo las normas británicas en un contexto diferenciado. No obstante, la mayor prudencia relativa de las IAS en la medida del resultado no es evidente para las empresas cuyos recursos propios son valorados contablemente de forma más conservadora. 1. Introducción. La creciente internacionalización de los mercados ha despertado el interés en los ámbitos académico y profesional por conocer cuál es la calidad de la información financiera (y, en particular, de la cifra de resultados) publicada bajo diferentes sistemas de normas contables y en distintos entornos legales e institucionales. Diversos estudios sugieren que la calidad del resultado, medida por su oportunidad en el reconocimiento de las pérdidas económicas, no depende exclusivamente de las normas contables, y está condicionada por los factores que determinan su aplicación por los responsables de elaborar y auditar la información financiera. En la actualidad, las normas de elaboración y publicación de la información financiera que gozan de mayor aceptación por parte de las comisiones rectoras de los mercados de capitales son: (i) las Normas Internacionales de Información Financiera (International Financial Reporting Standards o International Accounting Standards, IAS), emitidas por el International Accounting Standards Board (IASB, anteriormente IASC); y (ii) los principios y normas de contabilidad generalmente aceptados en Estados Unidos (US-GAAP), emitidos por el Financial Accounting Standards Board (FASB). Este trabajo está motivado por el actual debate sobre la calidad de las IAS, en particular frente a los US-GAAP, con vistas a consolidarse como el sistema de principios y normas de contabilidad generalmente aceptado a escala mundial. Hasta la fecha, este debate se ha basado fundamentalmente en la comparación de uno y otro tipo de normas a nivel descriptivo, sin que la escasa evidencia empírica existente sea concluyente acerca de la superioridad de las IAS sobre las normas estadounidenses. En el contexto europeo, la adopción obligatoria de las IAS por parte de las compañías cotizadas suscita un interrogante relativo a si ello redundará en una mejora de la calidad de la información financiera o si, por el contrario, los factores institucionales propios de los países europeos de ámbito continental actuarán para contrarrestar la calidad de las normas internacionales1. Tratando de aportar evidencia en este sentido, este trabajo contrasta si la adopción voluntaria de las IAS por una muestra de empresas de siete países de Europa continental durante el período 1994-2003 se tradujo en un incremento significativo de la calidad de su información financiera. Asimismo, contrastamos si la calidad de la información elaborada de acuerdo con las IAS es significativamente superior a la calidad de la información confeccionada por las empresas españolas y británicas según sus respectivas normas nacionales. Con ello tratamos de analizar el efecto que sobre la calidad de la información contable tienen las diferencias tanto en el entorno legal e institucional (Europa continental frente al Reino Unido) como en la naturaleza de las normas contables (emanadas del poder público frente a la profesión contable). La calidad de la información financiera se mide en términos de conservadurismo de la cifra de resultados, entendido como la mayor oportunidad en la incorporación a la misma de pérdidas (malas noticias) que en el reflejo de beneficios (buenas noticias). A su vez, el conservadurismo se mide analizando la relación contemporánea entre resultados y rentabilidades de mercado, y entre el cambio actual y pasado de los resultados. Este trabajo extiende la evidencia previa en un doble sentido. Por una parte, examinamos la calidad relativa de las IAS utilizando unas normas de comparación distintas de los US-GAAP, si bien nuestro análisis se centra en la cifra de resultados, obviando el resto de la información hecha pública por las empresas en sus estados financieros. Por otra parte, evaluamos el conservadurismo del resultado elaborado conforme a las IAS. 1Según la comunicación adoptada por la Comisión Europea el 13 de junio de 2002, la preceptiva adopción de las IAS en la elaboración de los estados financieros consolidados por parte de las compañías con cotización en mercados regulados de la Unión Europea a partir de 2005, aseguraría una información “más fiable y transparente, que puede ser más fácilmente comparable. Esto se traducirá en un incremento de la eficiencia de los mercados y reducirá los costes de capital de las empresas”. La evidencia hallada apunta a que los factores institucionales propios de los países de Europa continental no han desvirtuado la calidad per se de las IAS, en relación con la muestra y período objeto de estudio. De hecho, el resultado hecho público aplicando las IAS es significativamente más conservador que el revelado con anterioridad bajo las respectivas normas nacionales. Asimismo, dentro del contexto legal e institucional que forman los países de Europa continental, la aplicación de las IAS se traduce en un resultado significativamente más oportuno en el reflejo de las pérdidas que el resultado publicado bajo las normas contables españolas. En cambio, el resultado elaborado según las IAS en Europa continental no difiere tanto, en términos de prudencia, del resultado publicado en el contexto del Reino Unido y bajo las normas británicas. Además, la mayor calidad relativa de las IAS sólo se aprecia respecto de las empresas menos conservadoras en la valoración de sus activos y pasivos en balance. El resto del trabajo se organiza en cinco secciones. En la sección dos discutimos acerca de la naturaleza del conservadurismo contable y su utilización como criterio para evaluar la calidad de la información financiera, revisando la evidencia previa relativa a las diferencias en el conservadurismo entre países y en la calidad de las IAS respecto a otros sistemas de normas. La sección tres describe la muestra y las variables empleadas en el estudio empírico. Los resultados de este estudio se presentan en las secciones cuarta y quinta. Finalmente, en la sección seis resumimos a modo de conclusión los principales aspectos de la evidencia hallada, destacando algunas implicaciones de la misma. 2. Literatura Previa. Los criterios de reconocimiento y medida de activos y pasivos por parte de la contabilidad son conservadores en tanto suponen la subestimación del resultado económico y el valor del patrimonio neto de la empresa, de acuerdo con la definición tradicional de “anticipar todas las pérdidas, pero no los beneficios” (Bliss, 1924) o de “registrar preferiblemente los menores valores de activos e ingresos, y los mayores valores de pasivos y gastos” (Belkaoui, 1985, p. 239). No obstante, aunque los recursos propios se pueden subestimar de forma persistente (conservadurismo de balance o incondicional), por la falta de reconocimiento de ciertos activos o la valoración según coste histórico, los ingresos o beneficios no reconocidos por el resultado de un cierto período (conservadurismo de resultados o condicional) deberán ser registrados por los resultados de períodos futuros2. Watts (2003a) argumenta que el conservadurismo contable busca mejorar la eficiencia de los contratos suscritos entre diferentes agentes para distribuir el valor generado por la empresa. La nota común de estos contratos es la existencia de una función de pérdidas asimétrica. Así, por ejemplo, los costes de litigio afrontados por directivos y auditores son asimétricos, siendo más probables incurrir en ellos por la sobrestimación de las cifras contables (Kellogg, 1984) y la revelación no oportuna de malas noticias. El empleo de prácticas contables conservadoras reduce así el riesgo de litigio al que están expuestos directivos y auditores (Kothari et al., 1988, Skinner, 1994). Asimismo, diferentes propuestas de marco conceptual (FASB, 1980; IASB, 1989; AECA, 1999) contemplan la fiabilidad como requisito exigible a la información contable para ser útil, mediante la prudencia (conservadurismo) en el cálculo de las cifras contables y la revelación de información adicional. De acuerdo con el IASB (1989), la prudencia supone el ejercicio de un cierto grado de cautela en los juicios 2De acuerdo con Feltham y Ohlson (1995) y Zhang (2000), el conservadurismo de balance implica una subestimación sistemática y persistente del valor contable de los recursos propios con respecto a su valor de mercado, motivando un ratio precio-valor contable por acción mayor que uno. Únicamente si la inversión en activos (y el valor en libros de los recursos propios) crece en el tiempo, el conservadurismo de balance se traducirá también en una subestimación del resultado contable con respecto al resultado económico, motivando un ratio precio-resultado por acción mayor que uno más el inverso del coste de capital. necesarios para hacer estimaciones bajo incertidumbre, de manera que los activos e ingresos no sean sobrevalorados y que los pasivos y gastos no sean infravalorados3. Buena parte de la investigación empírica se ha centrado en analizar el conservadurismo del resultado, utilizando para ello la definición de propuesta por Basu (1997): la tendencia de los contables a exigir un mayor grado de verificación para reflejar las buenas noticias (beneficios económicos) que para registrar las malas noticias (pérdidas económicas) en la cifra de resultados. Desde esta perspectiva, el resultado contable subestima el resultado económico debido a que una pérdida económica (la reducción en el valor actual de las expectativas de futuros flujos de tesorería de la empresa) será incorporada forma oportuna, mientras que un beneficio económico (un incremento en la capacidad de generación de tesorería de la empresa) sólo se reconocerá cuando se verifique a medida que se vaya realizando4. Asumiendo que el precio de las acciones incorpora de forma inmediata e insesgada toda información relevante, Basu (1997) constata que la asociación contemporánea entre el resultado contable y la rentabilidad de las acciones calculada sobre el ejercicio económico es significativamente positiva en promedio cuando las rentabilidades son negativas (el mercado recibe malas noticias y las incorpora a los precios). En cambio, cuando las rentabilidades son positivas (los inversores reciben y descuentan buenas noticias) la asociación resultados-rentabilidades es menos significativa, y la respuesta diferencial o asimétrica del resultado contable a las rentabilidades de signo negativo y positivo (malas y buenas noticias) es significativamente positiva. El trabajo de Basu (1997) y estudios posteriores (Givoly y Hayn, 2000; Holthausen y Watts, 2000; Ryan y Zarowin, 2003) han constatado que el grado de asimetría del resultado a la hora de incorporar malas y buenas noticias se ha incrementado de forma notable en los Estados Unidos durante las últimas décadas, siendo más acentuado en el caso de las empresas pequeñas, con menor inversión en actividades de investigación y desarrollo, y con pérdidas acumuladas. Otras trabajos, han analizado las diferencias entre países sujetos a distintos sistemas de normas contables y caracterizados por diferentes entornos legales e institucionales (véase Watts, 2003b). En esta línea, Ball et al. (2000) constatan que la calidad (prudencia) de las normas contables propias de los países anglosajones es salvaguardada por diversos factores institucionales (como, por ejemplo, los costes de litigio afrontados por directivos y auditores), siendo el conservadurismo del resultado significativamente superior en los Estados Unidos. Por el contrario, los factores legales e institucionales propios de Europa continental y Japón incentivan en mayor medida a diferir el reflejo de las pérdidas económicas en la cifra de resultados. Pope y Walker (1999) examinan en mayor detalle las diferencias en la asimetría temporal del resultado entre el Reino Unido y Estados Unidos, concluyendo que no existen diferencias significativas cuando la cifra de resultados considerada incluye las partidas extraordinarias. En el contexto europeo, los trabajos de Giner y Rees (2001) y García Lara y Mora (2003, 2004) constatan que el grado de conservadurismo del resultado revelado por las empresas en el Reino Unido es superior al que muestran los países continentales, aunque las diferencias no son tan pronunciadas como sugieren Ball et al. (2000). Ball et al. (2003) analizan un entorno específico formado por cuatro países asiáticos cuyo sistema contable ha estado influenciado tradicionalmente por las normas de los países anglosajones, si bien manifiestan ciertas similitudes con los países europeos en términos de influencia de los poderes públicos en la actividad económica, papel de las entidades bancarias en la financiación empresarial, composición del accionariado de las sociedades cotizadas o influencia de la profesión 3En términos similares se expresa el SFAC 2 emitido por el FASB (1980). El requisito de prudencia se materializa en numerosas normas, tales como la SFAS 121 y la IAS 36. 4Las prácticas conservadoras en el cálculo del resultado no afectan a la cuantía y distribución temporal de los flujos de caja, sino sólo a los ajustes que incorpora la cifra de resultados con respecto a tales flujos. Garrod et al. (2003) demuestran que los ajustes derivados de la variación en el capital circulante son los que concentran en mayor medida la incorporación asimétrica de buenas y malas noticias al resultado. contable. La evidencia hallada sugiere que esos factores institucionales tienden a contrarrestar la calidad (prudencia) de las normas contables. Más recientemente, Ball y Shivakumar (2005) encuentran que el resultado revelado por las empresas británicas no negociadas en los mercados de valores tiende a ser menos prudente o conservador que el resultado publicado por las empresas admitidas a negociación. Así pues, las diferencias en el conservadurismo o prudencia del resultado entre distintos sistemas contables, o entre empresas bajo un mismo sistema de normas, están afectadas por los incentivos de quienes elaboran la información financiera (directivos y auditores). A su vez, los incentivos para revelar una cifra de resultados más o menos prudente dependen de quienes sean los principales destinatarios o demandantes de la información financiera en cada entorno, así como de la implicación de la profesión contable frente al poder público en la emisión de normas contables y en el control de la calidad de la información financiera revelada. Como sugiere Sunder (1997, p. 172), “la eficacia de las normas contables depende no sólo de cómo son elaboradas, sino también de cómo son impuestas”. En los países anglosajones (Estados Unidos, Canadá, Reino Unido y Australia), con una tradición legislativa basada en el derecho común, la implicación del sector público en la actividad económica y la regulación contable es relativamente menor que en los países cuya tradición legislativa se basa en la codificación (Europa continental y Japón). La importancia de los mercados de capitales organizados frente a los bancos en la financiación empresarial, la dispersión del accionariado de las sociedades cotizadas, así como el riesgo de demanda contra directivos y auditores por deficiencias en la revelación de información, también son mayores en los países anglosajones. Estos y otros factores motivan que los estados financieros representen la principal fuente de información para resolver la asimetría entre directivos y terceros (accionistas y acreedores) en los países anglosajones, y que la calidad demandada a la información financiera, en términos de revelación oportuna de pérdidas, sea mayor. Por el contrario, la relación estrecha que suele existir entre directivos y terceros en el entorno de los países de Europa continental relega la importancia de los estados financieros como fuente de información. Asimismo, los factores institucionales propios de esos países justifican en mayor medida la demanda de una cifra de resultados alisada con respecto a los cambios en el valor de mercado de la empresa (evitando el registro de grandes pérdidas o beneficios)5. Los trabajos que analizan el efecto de los factores institucionales sobre la calidad de las normas de contabilidad emitidas por el IASB son escasos hasta la fecha, limitándose a analizar la calidad de las IAS frente a los US-GAAP. Así, por ejemplo, Harris (1995) constata que las cifras de resultados y recursos propios de ocho compañías calculadas bajo las IAS son esencialmente consistentes con las obtenidas aplicando los US-GAAP. Ashbaugh (2001) documenta que las IAS son generalmente más restrictivas que las normas nacionales en una muestra de 17 países, y requieren mayor revelación de información, sugiriendo que la adopción voluntaria de las IAS por parte de las empresas analizadas busca mejorar la calidad de sus estados financieros, y no está determinada por su cotización en el mercado de capitales norteamericano. Por su parte, Ashbaugh y Pincus (2001) analizan una muestra de empresas no radicadas en Estados Unidos, encontrando un incremento 5El alisamiento de resultados en los países de Europa continental y Japón también puede ser inducido por motivos fiscales (ver al respecto Leuz et al., 2003). Por otra parte, la mayor implicación de los poderes públicos en la regulación y práctica contable en esos países también puede motivar una mayor influencia de factores políticos en la revelación de información. Watts y Zimmerman (1978, 1986) argumentan que existen costes políticos asociados a la revelación de grandes beneficios, y que los gobiernos suelen ser adversos a la publicación de grandes pérdidas por parte de las empresas. Ball et al. (2003, p. 246) citan el caso de los bancos japoneses, a los que se permitió reconocer pérdidas sustanciales de forma gradual en sus estados contables para evitar ofrecer unos ratios de solvencia políticamente inaceptables. significativo en la exactitud de los pronósticos de los analistas con posterioridad a la adopción de las IAS. No obstante, en un informe de 1999, el FASB detalla más de 250 diferencias entre las IAS y los US-GAAP, concluyendo que la calidad de las IAS es menor. En línea con estas críticas, Harris y Muller (1999) constatan que las cifras de resultados y recursos propios publicadas de acuerdo con las IAS por una muestra de empresas extranjeras cotizadas en los Estados Unidos no son percibidas por el mercado como más relevantes que las cifras conciliadas a los US-GAAP. Ashbaugh y Olsson (2002) encuentran una evidencia análoga en relación con las compañías negociadas en el SEAQ de Londres, y Leuz (2003) muestra que la elección entre las IAS y los USGAAP por parte de las empresas cotizadas en el Nuevo Mercado de Alemania no se traduce en una reducción de la asimetría informativa entre inversores, ni en un incremento de la liquidez del mercado. En conjunto, no existe evidencia concluyente acerca de una mayor calidad de la información financiera cuando es publicada de acuerdo con las IAS en lugar de utilizar las normas contables norteamericanas6, siendo escasa la evidencia empírica relativa a la calidad de las IAS frente a otras normas nacionales. 3. Muestra, Variables y Estadísticos Descriptivos. El estudio empírico se lleva a cabo sobre tres muestras diferenciadas (panel A, tabla 1). La primera muestra reúne 568 empresas de 7 países europeos (Austria, Alemania, Bélgica, España, Francia, Italia y Suiza) que adoptaron las IAS, además de sus respectivas normas contables nacionales, a efectos de elaborar los estados contables publicados durante el período 1994-2003. La segunda y tercera muestras están formadas por 132 empresas y 1.145 empresas negociadas durante el mismo período en la Bolsa española y en el mercado de capitales británico, respectivamente, y cuyos estados financieros fueron publicados exclusivamente conforme a las correspondientes normas contables nacionales. En cada muestra identificamos las observaciones empresa-año para las que la base de datos Global Compustat dispone de las cifras de resultado anual ordinario (antes de componentes extraordinarios) por acción y precio por acción en las fechas de inicio y cierre de cada ejercicio. Para el análisis complementario también se extrajeron las cifras de recursos propios y número de acciones emitidas en la fecha de cierre de cada ejercicio. Con respecto a cada empresa i y año t (t=1994,..., 2003), el resultado ordinario por acción del ejercicio cerrado en ese año se divide por el precio por acción al inicio de cada ejercicio, para obtener la variable denotada por XPit 7. La segunda variable extraída de la base de datos para cada observación empresa-año es la rentabilidad anual de las acciones, calculada en la fecha de cierre de cada ejercicio y denotada por Rit 8. Dado que sólo disponemos de las rentabilidades anuales, se descartaron las observaciones correspondientes a los años en que se produce un cambio de la fecha de cierre del ejercicio económico. Adicionalmente, se descartan las observaciones con valores nulos de alguna de las dos variables (XPit y Rit), así como los valores extremos de sus respectivas distribuciones (1% arriba y abajo). El panel total resultante está formado por 9.515 observaciones empresa-año. Consistentemente con la adopción creciente de las IAS, más del 72% de las observaciones 6Dye y Sunder (2001) discuten que existen tantas ventajas como inconvenientes en permitir la libre competencia entre las normas del IASB y del FASB a la hora de regular la revelación de información financiera en los Estados Unidos, frente al mantenimiento del actual monopolio del FASB. 7Esta variable también se calcula utilizando la cifra de resultado neto (después de componentes extraordinarios), más apropiada a fin de mantener la condición de “clean surplus”, obteniendo una evidencia consistente con la hallada a lo largo del estudio empleando la cifra de resultado ordinario. 8La rentabilidad anual en la base de datos se calcula como la variación relativa del precio por acción del inicio al cierre del ejercicio ajustada por dividendos. de la muestra de empresas que aplican esas normas se concentran en los últimos cuatro años del período muestral (panel B, tabla 1). Los estadísticos descriptivos de las variables muestran que la desviación típica de rentabilidades y resultados difieren para las tres muestras, aunque sus valores medios y medianos son muy similares, existiendo una concordancia entre las muestras caracterizadas por una volatilidad mayor y menor tanto de los resultados contables como de las rentabilidades de mercado (resultados económicos) (panel C, tabla 1). Esto sugiere que el conservadurismo del resultado a la hora de incorporar los cambios en el valor de mercado de las empresas en las tres muestras puede ser similar, a pesar de que sus normas contables y entornos institucionales difieren. Asimismo, la distribución de los resultados evidencia una asimetría negativa (la media es menor que la mediana) en todas las muestras, aunque menos acentuada para la muestra española, lo que también avala la existencia de un conservadurismo del resultado. 4. Evidencia Empírica: Resultados Principales. Para contrastar la existencia de (y las diferencias en) el conservadurismo del resultado revelado en los tres sistemas de normas−entornos considerados, utilizamos inicialmente el modelo básico propuesto por Basu (1997), utilizando la variación en el valor de mercado de los recursos propios en cada ejercicio (ajustada por dividendos y transacciones de capital con accionistas) como un subrogado válido del resultado económico de la empresa. Así pues, contrastamos la diferencia en la incorporación de las pérdidas y beneficios económicos de cada ejercicio en el resultado contable mediante la estimación del siguiente modelo: itititjitjitjjit RDRRRDXP εββββ ++++= 3210 [1] donde los subíndices i y j denotan la empresa y el sistema contable-entorno, respectivamente, y RDit es una variable ficticia que para cada empresa i toma valor 1 en presencia de pérdidas económicas durante el ejercicio cerrado en el año t (Rit<0), y valor 0 cuando se registran beneficios económicos (Rit>0). La ecuación [1] se estima separadamente para cada sistema contable-entorno sobre el panel de observaciones disponibles de corte transversal (para todas las empresas) y temporal (para todos los años). La estimación del coeficiente β2j proporciona una medida de la sensibilidad contemporánea del resultado contable revelado por las empresas del sistema contable-entorno j ante un beneficio económico. Por su parte, el coeficiente β3j mide, para cada muestra j, la respuesta contemporánea marginal e incremental del resultado contable con respecto a las pérdidas, mientras que la respuesta total del resultado contable ante las pérdidas económicas registradas en cada ejercicio viene dada por (β2j+β3j). Por tanto, si el resultado publicado por las empresas de los tres sistemas normativos y entornos considerados es conservador, el coeficiente β3j deberá ser significativamente positivo. La oportunidad del resultado revelado bajo las IAS en la incorporación de las pérdidas y ganancias económicas, medido por el coeficiente de determinación de la regresión [1] (R2=14,21%), es mayor que la oportunidad de los resultados publicados en España (R2=8,62%) y el Reino Unido (R2=9,29%) bajo sus respectivas normas nacionales (panel A, tabla 2). Por otra parte, la estimación del coeficiente β3 es positiva y significativamente distinta de cero en las tres muestras. Ello indica que el conservadurismo o prudencia es una nota característica del resultado hecho público por las empresas bajo diferentes sistemas normativos y en distintos entornos institucionales. No obstante, el grado de asimetría en la incorporación oportuna de las malas noticias con respecto a las buenas noticias por parte de la cifra de resultados difiere para las tres muestras identificadas. En concreto, el coeficiente β3 estimado para la muestra de empresas que aplican las IAS (β3=0,292) es 1,5 veces el coeficiente obtenido para las empresas británicas (β3=0,187), y 2,6 veces el estimado para las empresas españolas (β3=0,111). Las diferencias en el conservadurismo del resultado entre las tres muestras pueden ser analizadas mediante la estimación de regresiones del resultado sobre las rentabilidades, diferenciando las observaciones correspondientes a buenas noticias (Rit>0) y malas noticias (Rit<0). Los resultados obtenidos (paneles B y C, tabla 1) ponen de manifiesto que existe una asimetría mayor en la sensibilidad del resultado ante pérdidas-beneficios en el caso de las empresas que adoptan las IAS y en el caso de las empresas británicas sujetas a sus normas contables nacionales, debido en parte a que los beneficios económicos no se incorporan al resultado. Por el contrario, el reconocimiento de malas noticias por parte del resultado de las empresas españolas que aplican las normas nacionales es menos oportuna, mientras que las buenas noticias de cada ejercicio tienen un impacto significativo en el resultado. Con objeto de evaluar si las diferencias en el grado de prudencia (calidad) del resultado publicado por las empresas de los tres sistemas contables-entornos son estadísticamente significativas, estimamos un modelo similar al propuesto por Ball et al. (2000), definido de la siguiente forma: it j j itititjitit j j ititjit j j ititjit j j itjit CDRDRRDRCDRR CDRDRDCDXP εββββ ββββ ∑∑ ∑ ∑ +++++ ++++= 3322 1100 [2] donde CDjit es una variable ficticia que toma valor 1 para las observaciones de la muestra j, y valor 0 en otro caso. La muestra de referencia (para la que CDjit=0) es la formada por las empresas que adoptan las IAS. De esta forma, los coeficientes β3j miden la diferencia en el conservadurismo del resultado en España y el Reino Unido (bajo sus respectivas normas nacionales) frente al conservadurismo del resultado revelado por las empresas de los países continentales bajo las normas internacionales de contabilidad. Si la calidad de las IAS, en términos de prudencia del resultado, es superior a la calidad de las normas contables españolas y británicas, y los incentivos de directivos y auditores a la hora de aplicar las IAS en los países de Europa continental no eliminan ese diferencial de calidad, esperamos que los coeficientes β3j sean negativos significativamente distintos de cero. La regresión [2] se estima midiendo las variables independientes Rit y RDit con las rentabilidades brutas (modelo A) y ajustadas por el mercado, restando a las rentabilidades empresa-año en cada país la correspondiente rentabilidad media (modelo B). Los resultados obtenidos con ambas especificaciones indican que la hipótesis de mayor calidad de las IAS con respecto a las normas españolas y británicas no puede ser rechazada (tabla 3). Bajo las normas de contabilidad españolas, el impacto asimétrico de las pérdidas en el resultado es significativamente inferior al observado bajo las IAS (β3j= –0,180 y –0,153), y ello a pesar de las empresas de ambas muestras comparten un entorno legal e institucional similar (e incentivos análogos de directivos y auditores en la aplicación de las normas contables). Por otra parte, el contexto institucional del Reino Unido ofrece notables diferencias con el propio de las empresas que adoptan las IAS en la muestra analizada, debiendo favorecer la publicación de un resultado más prudente. Asimismo, las normas contables británicas revisten mayores similitudes con las IAS que las normas españolas, compartiendo una mayor influencia de la profesión contable frente a los poderes públicos en su elaboración. Sin embargo, la calidad del resultado publicado en el Reino Unido y bajo las normas contables británicas, medido por su grado de conservadurismo, es significativamente inferior al alcanzado en los países continentales por las empresas que aplican las normas internacionales de contabilidad (β3j= –0,103 y –0,168). Adicionalmente, sobre la muestra de empresas que aplican las IAS contrastamos si el resultado publicado según esas normas (medido por la pendiente β3 del modelo [1]) es significativamente más conservador que el resultado publicado conforme a las normas nacionales antes de la adopción voluntaria de las IAS. Para ello, estimamos la siguiente regresión: Roychowdhury, S., y R.L. Watts (2004), "Asymmetric Timeliness of Earnings, Market- To-Book and Conservatism in Financial Reporting", Documento de Trabajo (Universidad de Rochester). Rueda, J.A. (2004), "Un Estudio sobre las Diferencias en la Relevancia Valorativa de la Cifra de Resultados entre Empresas", Documento de Trabajo (Universidad de Sevilla). Skinner, D. (1994), "Why Do Firms Voluntarily Disclose Bad News?", Journal of Accounting Research 32: 38-60. Sunder, S. (1997), The Theory of Accounting and Control (Cincinnati: South Western College Publishing). Watts, R.L. (2003a), "Conservatism in Accounting Part I: Explanations and Implications", Accounting Horizons 17 (3): 207-221. _______ (2003b), "Conservatism in Accounting Part II: Evidence and Research Opportunities", Accounting Horizons 17 (4): 287-301. _______ y J.L. Zimmerman (1978), "Towards a Positive Theory of the Determination of Accounting Standards", Accounting Review 53: 112-134. _______ y J.L. Zimmerman (1986), Positive Accounting Theory (Englewood Cliffs: Prentice-Hall). White, H. (1980), "Heteroskedasticity Consistent Covariance Matrix Estimator and a Direct Test of Heterokedasticity", Econometrica 48: 817-838. Zhang, X. (2000), "Conservative Accounting and Equity Valuation", Journal of Accounting and Economics 29: 125-149. 16 Tabla 1. Características de la muestra. Panel A. Empresas incluidas en las tres muestras. País N IAS Alemania 263 Austria 42 Bélgica 16 Francia 33 Italia 84 España 2 Suiza 129 569 España 132 Reino Unido 1.145 Total 1.846 Panel B. Distribución de las observaciones por muestra y año. Año IAS España Reino Unido Total 1994 44 46 369 459 1995 53 61 390 504 1996 63 62 442 567 1997 95 74 599 768 1998 137 79 692 908 1999 169 90 752 1.011 2000 251 101 789 1.141 2001 370 103 892 1.365 2002 444 114 906 1.464 2003 410 116 802 1.328 Total 2.036 846 6.633 9.515 Panel C. Estadísticos descriptivos. XPit Rit Media Mediana Desv. Estándar Media Mediana Desv. Estándar IAS 0,020 0,044 0,191 0,049 0,021 0,466 España 0,065 0,068 0,115 0,179 0,131 0,422 Reino Unido 0,030 0,048 0,152 0,085 0,058 0,447 Muestra: La “muestra IAS” está formada por empresas de siete países europeos que adoptaron las IAS durante el período 1994-2003. Las muestras de España y Reino Unido reúnen empresas de ambos países que sólo aplicaron sus respectivas normas contables nacionales en ese período. Variables: Para cada empresa i y año t, XPit es el resultado ordinario anual por acción del ejercicio cerrado en t dividido por el precio por acción al inicio del ejercicio; y Rit es la rentabilidad de mercado calculada sobre el ejercicio contable cerrado en t. N denota el número de observaciones empresa-año disponibles para cada variable y muestra. Se excluyen las observaciones con valores nulos y superiores (inferiores) al percentil 1 (100) de cada variable, así como las observaciones de los años en que se produce un cambio en la fecha de cierre del ejercicio económico. 17 Tabla 2. Asociación contemporánea entre resultados y rentabilidades de mercado. Panel A: itititititit RDRRRDXP εββββ ++++= 3210 β0 β1 β2 β3 R2 Ajustado (%) N IAS 0,049*** (6,15) 0,001 (0,02) 0,007 (0,35) 0,292*** (9,12) 14,21 2.036 España 0,059*** (8,25) 0,010 (0,78) 0,055*** (4,05) 0,111*** (2,87) 8,62 846 Reino Unido 0,057*** (16,34) -0,008 (-1,56) 0,010 (1,14) 0,187*** (11,61) 9,29 6.633 Panel B: ititit RXP εββ ++= 10 (Rit ≥ 0) β0 β1 R2 Ajustado (%) N IAS 0,049*** (6,15) 0,007 (0,35) 0,00 1.061 España 0,059*** (8,49) 0,054*** (4,16) 2,95 537 Reino Unido 0,057*** (16,34) 0,010 (1,14) 0,05 3.742 Panel C: ititit RXP εββ ++= 10 (Rit < 0) β0 β1 R2 Ajustado (%) N IAS 0,049*** (5,52) 0,298*** (11,56) 13,20 975 España 0,069*** (6,57) 0,166*** (4,38) 5,58 309 Reino Unido 0,049*** (12,48) 0,198*** (14,93) 8,60 2.891 Muestras y variables: Definidas en la tabla 1. Para cada empresa i y año t, RDit es igual a 1 si Rit<0, e igual a 0 en otro caso. Análisis: La regresión se estima sobre el panel de observaciones empresa-año. Los estadísticos t figuran entre paréntesis y son ajustados según White (1980). La significación de los coeficientes se denota por: * Estadísticamente significativo al 10%. ** Estadísticamente significativo al 5%. *** Estadísticamente significativo al 1%. 18 Tabla 3. Asociación contemporánea entre resultados y rentabilidades de mercado. Comparación de la asimetría entre muestras. it j j itititjitit j j ititjit j j ititjit j j itjit CDRDRRDRCDRR CDRDRDCDXP εββββ ββββ ∑∑ ∑ ∑ +++++ ++++= 3322 1100 Modelo A Modelo B β t (β) β t (β) Impacto de los beneficios β2 (Impacto bajo IAS) 0,007 0,41 0,046** 2,05 β2j (Impacto incremental IAS versus:) España 0,047** 2,14 0,029 0,76 Reino Unido 0,013 0,14 -0,029 -1,16 Impacto incremental de las pérdidas β3 (Impacto bajo IAS) 0,291*** 9,25 0,255*** 7,04 β3j (Impacto incremental IAS versus:) España -0,180*** -3,26 -0,153** -2,27 Reino Unido -0,103*** -2,93 -0,168*** -4,28 N 9.506 9.259 R2 Ajustado (%) 12,56 9,46 Estadístico F 125,08*** 88,90*** Muestras y variables: Definidas en la tabla 1. Rit es la rentabilidad bruta (modelo A) y ajustada por la media de cada país y año (modelo B); RDit es igual a 1 si Rit<0, e igual a 0 en otro caso; y CDitj es igual a 0 para las observaciones de la muestra IAS, e igual a 1 para las observaciones de la muestra j. Análisis: La regresión se estima sobre el panel de observaciones empresa-año. No se incluyen las estimaciones de los interceptos del modelo. Los estadísticos t figuran entre paréntesis y son ajustados según White (1980). La significación (individual y conjunta) de los coeficientes se denota por: * Estadísticamente significativo al 10%. ** Estadísticamente significativo al 5%. *** Estadísticamente significativo al 1%. 19 Tabla 4. Asociación contemporánea entre resultados y rentabilidades de mercado. Comparación de la asimetría antes y después de la adopción de las IAS. Panel A: itititititit RDRRRDXP εββββ ++++= 3210 (IDit = 0) β2 β3 R2 Ajustado (%) N 0,050** (2,36) 0,172*** (4,36) 8,60 780 Panel B: itititititit RDRRRDXP εββββ ++++= 3210 (IDit = 1) β2 β3 R2 Ajustado (%) N 0,007 (0,35) 0,292*** (9,12) 14,21 2.036 Panel C: ititititDititititD itititDititDit IDRDRRDRIDR RIDRDRDIDXP εβββ βββββ ++++ +++++= 332 21100 β2D β3D R2 Ajustado (%) N 0,172*** (3,86) 0,119** (2,17) 15,28 2.816 Muestra: Formada por 569 empresas de 7 países europeos que adoptaron las IAS durante el período 1994-2003. Variables: Definidas en la tabla 1. RDit es igual a 1 si Rit<0, e igual a 0 en otro caso. IDit es igual a 1 cuando la cifra de resultados se elabora y publica bajo las IAS, e igual a 0 cuando se emplean las respectivas normas nacionales. Análisis: Las regresiones se estiman sobre el panel de observaciones empresa-año. No se incluyen las estimaciones de los interceptos de los modelos. Los estadísticos t figuran entre paréntesis y son ajustados según White (1980). La significación de los coeficientes se denota por: * Estadísticamente significativo al 10%. ** Estadísticamente significativo al 5%. *** Estadísticamente significativo al 1%.