088-104 Castrillo (17)

27/9/06

16:24

Página 88

auditoría

Evaluación de los modelos de ajustes por devengo: ajustes discrecionales e informes de auditoría con salvedades Este trabajo supone una importante contribución a la literatura empírica que evalúa la capacidad de estos modelos para detectar alteraciones de resultados, ya que el estudio descansa, no en simulaciones de alteraciones de resultados, sino en prácticas reales, tal y como revelan los informes de auditoría

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

16:24

Página 89

Valentín Azofra Palenzuela Catedrático de Economía Financiera y Contabilidad Universidad de Valladolid Luis Castrillo Lara Catedrático de E.U. de Econ. Financiera y Contabilidad Universidad de Burgos Mª del Mar Delgado Hurtado Profesora Titular Universidad de Burgos BLE: doble A DO PARTID perado una ún u g s e s a , h s. diente rtículo Este a ión indepen ternacionale is in v e s r o t n ie im proced

FICHA RESUMEN Autores: Valentín Azofra Palenzuela, Luis Castrillo Lara y Mª del Mar Delgado Hurtado Título: Evaluación de los modelos de ajustes por devengo: ajustes discrecionales e informes de auditoría con salvedades Fuente: Partida Doble, núm. 181, páginas 88 a 104, octubre 2006 Localización: PD 06.10.09 Resumen: En este trabajo se evalúa la capacidad de los modelos de ajustes por devengo para detectara la manipulación o gestión del resultado. Partiendo de una muestra de empresas españolas en las que se ha producido una manipulación real del resultado -empresas que han recibido un informe de auditoría con salvedades por incumplimiento de principios contables-, para poder colegir sobre el poder de los diferentes modelos en nuestro entorno, los autores intentan contrastar empíricamente, en primer lugar, si los niveles de ajustes discrecionales de las empresas que han alterado realmente el resultado son mayores que el de aquellas otras empresas que no han alterado el resultado. En segundo termino, verificar si la probabilidad de obtener un informe de auditoría con salvedades, que ponga de manifiesto una manipulación real del resultado, es mayor en aquellas empresas con mayor nivel de ajustes por devengo. Los resultados corroboran la capacidad de estos modelos para detectar manipulaciones de resultados, si bien la validación de los mismos se limita a casos extremos, como el que ha tenido lugar en aquellas empresas que han recibido informes de auditoría con salvedades. Descriptores ICALI: Auditoría. Dirección de resultados. Gestión de resultados. Modelos de ajustes por devengo. Ajustes por devengo discrecionales. Discrecionalidad contable.

pd

1. INTRODUCCIÓN

L

a elección por parte de la dirección de políticas contables para lograr algún objetivo específico denominada “Earnings management” en terminología anglosajona, o gestión o dirección de resultados en la española- ha constituido en la última década, y constituye en la actualidad, uno de los temas de mayor interés entre aquellos que investigan en contabilidad. La búsqueda de una medida de cómo la dirección gestiona el resultado, en definitiva, de la discrecionalidad directiva en materia contable, y una de las soluciones dada desde el ámbito contable, los ajustes por devengo, ha motivado que ese interés se haya trasladado a áreas afines como la organización o las finanzas. Efectivamente, los ajustes por devengo -accruals-, diferencia entre resultado y cash flow de las operaciones, se han convertido en la medida de la discrecionalidad directiva más frecuentemente utilizada, principalmente por ser una medida capaz de aglutinar diferentes decisiones contables. Así, decisiones en materia contable, que pueden ocasionar traslados del resultados entre periodos, en las que juega un papel destacado la discrecionalidad que poseen los gestores, como la amortización del inmovilizado, la dotación de provisiones, el reconocimiento de ingresos y

gastos en función de la corriente real de bienes y servicios o de una correlación de ingresos y gastos, etc… tienen finalmente su reflejo en el nivel de ajustes por devengo de la empresa. Ahora bien, para que los ajustes por devengo puedan ser utilizados como una medida del ejercicio de la discrecionalidad directiva en materia contable, el problema estriba en determinar hasta qué punto puede considerarse esa diferencia entre resultado y cash flow de las operaciones como normal, es decir, ajustes sobrevenidos por la propia actividad del negocio. Será precisamente en la determinación de esa normalidad donde los modelos de ajustes por devengo cumplen su función. Los modelos de ajustes por devengo, incorporan distintas variables económicas como explicativas de la existencia de dichos ajustes. Por tanto, tienen como finalidad dividir los ajustes por devengo totales en dos grupos: los “ajustes por devengo no discrecionales” y los “ajustes por devengo discrecionales”, denominación utilizada, generalmente, si el objetivo de estos modelos es la búsqueda de una medida de aproximación a la discrecionalidad contable, o “ajustes esperados o normales” y “ajustes no esperados o anormales”, si se consideran modelos de expectativas (Healy, 1996; Jeter y Shivakumar, 1999; Peasnell y otros, 2000). pág

www.partidadoble.es

89

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

auditoría

«

16:24

nº 181

Página 90

octubre 2006

Modelos de ajustes por devengo,

determinan hasta qué punto puede considerarse normal la diferencia entre resultado y cash flow de las

«

operaciones

poder de los mismos (Kang y Shivaramakrishan, 1995; Jeter y Shivakumar, 1999; Peasnell y otros, 2000 y Alcarria y Gill de Albornoz, 2004).

Desde el pionero modelo de Jones, la amplia utilización de los modelos de ajuste por devengo ha originado una abundante literatura complementaria sobre su buen funcionamiento, particularmente sobre su especificación y poder, lo que ha motivado la aparición de nuevos modelos, o modificaciones de alguno de los existentes, que tratan de evitar la generación de errores de tipo I, o lo que es lo mismo, que la aplicación del modelo no nos haga concluir sobre la existencia de manipulación cuando ésta no exista, y errores de tipo II, es decir, que la aplicación del modelo nos lleve a colegir sobre la no existencia de alteración de resultados cuando ésta sí se ha producido. Los resultados alcanzados en estos trabajos nos muestran, con carácter general, una buena especificación de los modelos, salvo cuando son aplicados a empresas que atraviesan situaciones económicas extremas (Dechow y otros, 1995), pero un bajo pág 90

De manera habitual, la especificación ha sido estudiada examinando la frecuencia con la que son generados errores de tipo I en muestras de empresas seleccionadas al azar. El poder de los tests estadísticos, o capacidad para detectar alteraciones de resultados, cuando éstas han tenido lugar, ha sido usualmente examinado mediante la frecuencia con la que se generan errores de tipo II en muestras de empresas en las que los investigadores han introducido artificialmente una cantidad fija y conocida de ajustes por devengo, simulaciones similares a las realizadas por Brown y Warner (1985) en la evaluación de modelos alternativos para detectar precios anormales de mercado. Otra forma de estudiar el poder de estos modelos, ha sido mediante su aplicación a muestras de empresas en las que realmente ha tenido lugar alteraciones de resultados a juzgar por determinados indicios. En este sentido, Dechow y otros (1996) utilizan una muestra de empresas que ha sido objeto de seguimiento por la SEC (Securities and Exchange Commission), debido a la práctica de políticas contables tendentes a aumentar el resultado, Kang (1999) ciñe su muestra a empresas que evitan una disminución de resultados y, Bartov y otros (2001) estudian empresas que han recibido informes de auditoría con salvedades.

Situándonos dentro este último grupo de trabajo, es decir, en el que estudia el poder de los modelos de ajustes por devengo contrastando si los mismos son capaces de detectar manipulaciones reales del resultado, en nuestro caso, empresas que han recibido un informe de auditoría con salvedades por incumplimiento de principios contables generalmente aceptados (en adelante PCGA), el presente trabajo tiene como objetivo evaluar el poder de los modelos de ajustes por devengo en empresas españolas. Partiendo de una muestra de empresas que han cotizado en el Mercado Continuo y en la Bolsa de Madrid durante el periodo 1991–1999, y una vez extraídas de la misma aquellas empresas en las que, a juzgar por los informes de auditoría, se ha producido una alteración real del resultado, para alcanzar nuestro objetivo en el diseño de la investigación podemos distinguir los siguientes pasos: en primer lugar, se ha procedido a la estimación, en su versión de corte trasversal, de los modelos de Jones, Jones circulante, Jones modificado, Jones circulante modificado, cash flow, cash flow circulante, cash flow modificado, cash flow circulante modificado y el modelo del margen, utilizando la muestra de empresas en la que no se ha detectado una alteración en el resultado, lo que nos permitirá obtener la diferencia entre resultado y cash flow de las operaciones que puede ser calificada como normal, es decir, los ajustes por devengo no discrecionales, normales o, de manera más concreta en nuestro caso, esperados, en cada uno de los modelos. El paso anterior nos permitirá determinar, aplicando los diferentes modelos, los ajustes por devengo esperados para la muestra de empresas que presentan informes de auditoría con salvedades por incumplimiento de PCGA, de tal forma podemos calcular -segunda etapa en el diseño de la investigación- , por diferencias entre los ajustes por devengo totales de cada caso y los esperados para el mismo caso, los ajustes discrecionales que los diferentes modelos nos dicen que se han producido en estas empresas.

pd

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

16:24

Página 91

Evaluación de los modelos de ajustes por devengo: ajustes discrecionales e informes de auditoría con salvedades

En nuestra opinión, este trabajo supone una importante contribución a la literatura empírica que evalúa la capacidad de los modelos de ajustes por devengo para detectar alteraciones de resultados en nuestro país, ya que la contrastación empírica efectuada descansa en una muestras de empresas en las que realmente ha tenido lugar alteraciones de resultados y no en muestras de empresas en las que los investigadores han introducido artificialmente una cantidad fija y conocida de ajustes por devengo. Para ello, el trabajo ha sido dividido en seis secciones. Tras la introducción, se muestra, de una manera sucinta, los modelos de ajustes por devengo analizados. En la sección tercera, se desmenuza el desarrollo de la investigación, apoyándonos en el soporte teórico del presente trabajo, en el que se vincula la

pd

dirección o alteración de resultados, medidos a través de ajustes discrecionales, con la probabilidad de recibir informes de auditoría con salvedades. En la sección cuarta, se describe la muestra utilizada en la estimación de los modelos y la muestra de empresas que presentan salvedades por incumplimiento de principios contables, muestra principal, así como una muestra de control. Los resultados alcanzados en esta investigación se exponen en la sección quinta, para, finalmente, dedicar la última sección a las conclusiones.

«

Los ajustes por

devengo totales serán inferiores

cuanto mayor sea el nivel de inmovilizado

«

Dado que el objetivo del presente trabajo consiste en evaluar el poder de los modelos de ajustes por devengo en nuestro entorno económico, es decir, contrastar si los mismos son capaces de detectar manipulaciones reales del resultado, como tercer paso del diseño de la investigación, procedemos a comprobar el poder de los modelos mediante un análisis conjunto de empresas que se supone han alterado realmente el resultado y empresas que no han alterado el resultado. Dicho análisis conjunto, siguiendo a Bartov y otros (2001), parte de dos supuestos. Primero, si efectivamente el poder de los modelos es alto, los niveles de ajustes discrecionales de las empresas que han alterado realmente el resultado deberían ser mayores que el de aquellas otras empresas que no han alterado el resultado. En segundo lugar, la probabilidad de obtener un informe de auditoría con salvedades que ponga de manifiesto una manipulación real del resultado será mayor en aquellas empresas con mayor nivel de ajustes por devengo. La contrastación empírica de los dos supuestos anteriores, para lo que emplearemos tablas de contingencia –primer supuesto- y regresión logia –segundo supuesto-, nos permitirá colegir sobre el poder de los diferentes modelos.

2. MODELOS DE AJUSTES POR DEVENGO Como comentábamos en la introducción, para que los ajustes por devengo puedan ser utilizados como una medida del ejercicio de la discrecionalidad directiva en materia contable, el problema estriba en determinar hasta qué punto puede considerarse esa diferencia entre resultado y cash flow de las operaciones como normal, es decir, ajustes sobrevenidos por la propia actividad del negocio o, por contra, dichos ajustes responden a la acción orientada de la dirección. La finalidad de los modelos de ajustes por devengo será, en consecuencia, determinar qué parte de los mismos pueden ser considerados como “discrecionales, normales o esperados” y, por diferencia, que otros deben ser considerados como “discrecionales, no esperados o anormales”. Para alcanzar tal fin, los modelos de ajustes por devengo incorporan distintas variables económicas como explicativas de la existencia de dichos ajustes. Así, por ejemplo, muchos de los modelos incluyen el nivel de inmovilizado amortizado como variable explicativa de los ajustes por devengo normales, ya que los ajustes por devengo totales incorporan el gasto por amortización. Puede esperarse, por tanto, que los ajustes por devengo totales serán inferiores cuanto mayor sea el nivel de inmovilizado. Las variables introducidas en los modelos pretenden, por ende, explicar

la generación de los ajustes por devengo. El componente discrecional de los ajustes totales, lo que se ha denominado ajustes por devengo discrecionales, se corresponden con los residuos o, como en el caso que nos ocupa, errores de predicción, obtenidos tras regresar los ajustes por devengo sobre un vector de variables explicativas designadas para recoger una utilización “normal” de los ajustes por devengo. La muestra utilizada en la estimación, de la que se derivará la relación entre los ajustes por devengo y sus variables explicativas, será el punto de referencia para considerar la normalidad de los ajustes por devengo. En este sentido, estos modelos pueden ser estimados en un planteamiento de serie temporal o corte transversal. En el primero, muy apropiado para el estudio de eventos, la muestra está formada por datos pasados de la misma empresa, mientras que en el segundo la muestra utilizada en la estimación la conforman empresas del mismo año y sector. Ambos enfoques presentan ventajas e inpág

www.partidadoble.es

91

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

auditoría

«

16:24

nº 181

Página 92

octubre 2006

Jones, ajustes por devengo no

discrecionales regresando ajustes por devengo totales sobre cambio en cifra de negocios y nivel de inversión en

«

inmovilizado bruto

2.1. El Modelo de Jones

convenientes. Bartov y otros (2001) revelan la superioridad del modelo de Jones y Jones modificado en su versión de corte transversal con respecto a sus correspondientes de serie temporal, si bien hemos de señalar, que esta superioridad ha sido probada en empresas que presentan casos extremos de manipulación de resultados. A continuación describimos los tres modelos de ajustes por devengo, y sus distintas versiones, más ampliamente utilizados en la literatura sobre gestión de resultados y que serán evaluados en este trabajo de investigación: modelo de Jones (modificado y circulante), modelo del cash flow (modificado y circulante) y modelo del margen. pág 92

Jones (1991) determina los ajustes por devengo no discrecionales para cada empresa regresando los ajustes por devengo totales sobre el cambio en la cifra de negocios (“revenues”, en adelante “DREV”) y el nivel de inversión en inmovilizado bruto (“gross level of property, plant and equipment”, en adelante “GPPE”). Con la inclusión de estas variables se pretende controlar los cambios en las condiciones económicas de la empresa, GPPE controlará la porción de ajustes por devengos totales relacionados con el gasto por amortización e DREV es una variable introducida para controlar el nivel de ajustes por devengo de partidas del circulante, a pesar de que el propio Jones señala que esta variable no es completamente exógena, porque el nivel de ingresos puede verse afectado por el propio intento de modificar los resultados. La expresión analítica de éste y de los siguientes modelos aparece en la tabla 1. El signo esperado del coeficiente de GPPE es negativo, ya que está relacionado con el gasto por depreciación. Sin embargo, el signo esperado del coeficiente de la variación de la cifra de negocios no resulta tan evidente, dado que esta variación puede conllevar cambios que supongan aumento o disminución en distintas partidas de circulante. Un supuesto implícito en este modelo es que los cambios en activos circulantes y pasivos circulantes vienen determinados por el cambio en la

cifra de negocios. Ciertas partidas integrantes del pasivo circulante, tal como acreedores comerciales, es más probable que estén relacionadas con cambios en el nivel de gastos en lugar de cambios en el nivel de la cifra de negocios. La omisión de variables relevantes crea un potencial sesgo hacia la obtención de ajustes por devengo discrecionales positivos en épocas de bonanza económica y al contrario en situaciones opuestas (Kang, 1999). Dado que los trasvases de resultados entre periodos a través de la amortización tiene una limitada aplicación, ya que el efecto en resultados de un cambio de la vida útil de los activos o un cambio en el método de amortización ha de ser mencionado en la memoria, algunos autores han contrastado el modelo de Jones sólo para el circulante. Este modelo, conocido como “modelo de Jones circulante”, es similar al anterior, salvo si exceptuamos el hecho de que solamente se tienen en cuenta en el mismo los ajustes por devengo del circulante, lo que motivará la desaparición en el modelo del nivel de inmovilizado como variable explicativa. Ante la posibilidad de una contaminación de la variable “cifra de negocios” por el fenómeno objeto de estudio: la alteración de resultados, como ya señalábamos anteriormente, Dechow y otros (1995) introducen una modificación en el modelo de Jones. Este nuevo modelo, comúnmente denominado “modelo de Jones modificado”, parte de la hipótesis de que la cifra de negocios utilizada en la estimación no se encuentra contaminada y que, por el contrario, la totalidad de deudores comerciales son fruto de la dirección de resultados, en el año del evento. Cuando las empresas han dirigido el resultado mediante un reconocimiento de ingresos contables, este modelo detectará mejor la alteración de resultados que el modelo de Jones, es decir, exhibirá un mayor poder. Por el contrario, si esta supuesta dirección de resultados no tiene lugar, los ajustes por devengo no discrecionales se

pd

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

16:24

Página 93

Evaluación de los modelos de ajustes por devengo: ajustes discrecionales e informes de auditoría con salvedades

2.2. El Modelo del Cash Flow Jeter y Shivakumar (1999) consideran interesante incorporar al modelo de Jones una especificación no lineal del cash flow de las operaciones, ya que el mismo puede variar considerablemente entre las empresas que conforman la muestra utilizada en la estimación, debido a diferencias en el nivel de rendimiento a largo plazo de los activos o a problemas temporales de cash flow de las operaciones. Esta posibilidad puede ser implementada en el modelo permitiendo que el coeficiente del cash flow varíe dependiendo del nivel del mismo. La evidencia empírica obtenida muestra su buena especificación para todos niveles de cash flow. Este modelo, que también podría ser considerado una versión del modelo de Jones, puede ser analizado introduciendo idénticas variaciones a las introducidas al citado modelo, es decir, limitando únicamente el estudio de los ajustes por devengo al circulante o procediendo a la depuración de la variable “variación de la cifra de negocios”, eliminando de ésta la variación en la cifra de deudores. Así, podemos hablar del “modelo de cash flow circulante”, que, a diferencia del “modelo de cash flow”, no considera los ajustes por devengo permanentes, ni la variable introducida para controlar los mismos: el nivel de inmovilizado bruto. Igualmente, si se excluye la variación de deudores comerciales de la variable explicativa “variación en cifra de negocios” del “modelo de cash flow” nos encontramos con el “modelo de cash flow modificado”, o si este modelo lo circunscribimos a los ajustes del circulante y asumimos que la

pd

«

variación de deudores puede ser fruto de intentos de dirección de resultados, con el “modelo de cash flow circulante modificado”.

Jeter y

Shivakumar incorporan al

2.3. El Modelo del Margen o Modelo PPY

modelo de

En este modelo los ajustes por devengo del circulante son expresados a través de una función lineal de la cifra de negocios y del cash flow recibido. Los autores atribuyen una interpretación económica a estos parámetros: a 1 representa el margen medio sobre ventas y se espera que sea positivo, y a 2 refleja el valor medio del margen en cash flow y, por el contrario, se espera que tenga signo negativo (Cuadro 1).

Jones una especificación no lineal del cash flow

«

encontrarán infravalorados y los ajustes por devengo discrecionales sobrevalorados. De igual modo, si consideramos exclusivamente los ajustes del circulante, nos encontramos con el conocido como “modelo de Jones circulante modificado”. Estos tres modelos que acabos de describir pueden considerarse distintas versiones del modelo de Jones.

TA B L A 1 MODELOS DE AJUSTES POR DEVENGO

TAi = α0 + α 1 (∆REVi)+ α 2 (GPPEi)

Modelo de Jones Modelos de Jones Circulante

WCAi = α0 + α1 (∆REVi )

Modelo de Jones Modificado

TAt= α0 + α1 (∆REVi - ∆RECi)+ α2 (GPPEi)

Modelos de Jones Circulante Modificado

WCAi = α0 + α1 (∆REVi - ∆RECi )

Modelo del Cash Flow

TAi = α0 + α1 ∆REVi + α2 GPPEi +α3 d1i * CFOi + α4 d2i *CFOi + α5 d3i *CFOi +α6 d4i *CFOi + α7 d5i *CFOi

Modelo del Cash Flow Circulante

WCAi = α0 + α1 ∆REVi +α2 d1i * CFOi + α3 d2i *CFOi + α4 d3i *CFOi +α5 d4i *CFOi + α6 d5i *CFOi

Modelo del Cash Flow Modificado

TAi = α0 + α1 (∆REVi - ∆RECi )+ α2 GPPEi +α3 d1i * CFOi + α4 d2i *CFOi + α5 d3i *CFOi +α6 d4i *CFOi + α7 d5i*CFOi

Modelo del Cash Flow Circulante Modificado

WCAi = α0 + α1 (∆REVi - ∆RECi )+α2 d1i * CFOi + α3 d2i *CFOi + α4 d3i *CFOi + α5 d4i *CFOi + α6 d5i *CFOi

Modelo del Margen o Modelo PPY

WCAi = α +α1 REVi +α2 CRi

Donde, TAi = ajustes por devengo totales (“total accruals” )/ A i t -1 A it -1 = activo total de la empresa i en año t-1 = cifra neta de negocios REVi = (cifra de negocios en año t - cifra de negocios en año t -1)/activo total año t –1 ∆REVi = activo amortizable en año t / activo total en año t -1 GPPEi RECi = deudores comerciales = (deudores comerciales en año t- deudores comerciales en año t -1) / activos totales t –1 ∆RECi = cash recibido / A t -1 CRi WCAi = ajustes por devengo del circulante / A t -1 CFOi = cash flow de las operaciones / A t -1 d1, d2, d3, d4, d5 = agrupación de las empresas, para cada año, en cinco grupos establecidas en función del cash flow de las operaciones

pág www.partidadoble.es

93

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

auditoría

«

16:24

nº 181

Página 94

octubre 2006

Según los modelos, los ajustes por

devengo discrecionales serán mayores en las empresas que han manipulado

«

el resultado

be únicamente a empresas que ha recibido informe de auditoría con salvedades por incumplimiento PCGA, ya que, en principio, informes de auditoría con salvedades por limitación al alcance o informe de auditoría que contengan una denegación de opinión no son indicativos de manipulaciones reales del resultado, sino de la restricción e impedimentos encontradas por el auditor en el desarrollo de su trabajo.

3. DISEÑO DE LA INVESTIGACIÓN Dado que el objetivo del presente trabajo consiste en evaluar el poder de los modelos de ajustes por devengo en nuestro entorno económico, es decir, contrastar si los mismos son capaces de detectar manipulaciones reales del resultado, el primer problema que nos encontramos es el de la selección de una muestra de empresas en la que se haya alterado realmente el resultado. No nos cabe ninguna duda de que la auditoría externa se erige como el mecanismo de gobierno más relevante en el control de la información financiera elaborada y presentada por la dirección de las empresas y, por ende, en la discrecionalidad directiva en materia contable, reduciendo los costes de agencia que se derivan de la manipulación de resultados (Delgado, 2001). Por tal motivo, nosotros hemos optado por seleccionar una muestra de empresa que ha recibido informe de auditoría con salvedades por incumplimiento PCGA. La muestra se circunscripág 94

La evidencia empírica obtenida, si exceptuamos el trabajo de Bradshaw y otros (1999), corrobora la existencia de una relación positiva entre los ajustes por devengo y la existencia de salvedades en los informes de auditoría. Así, Hirst (1994) demuestra la capacidad de los auditores para percibir la dirección de resultados mediante la utilización de ajustes por devengo y también para identificar los incentivos para la dirección de resultados (Azofra y otros, 2003). Los resultados alcanzados por Francis y Krishman (1999) revelan que es más probable que reciban un informe de auditoría con salvedades aquellas empresas que presentan unos ajustes por devengo elevados, tanto si son positivos como negativos. Kinney y Martín (1994) consideran que la auditoría reduce el sesgo positivo en el resultado contable, así como también en las ventas netas. En definitiva, como apuntan Bartov y otros (2001), si el poder de los modelos es alto, los ajustes por devengo discrecionales serán mayores en aquellas empresas que han manipulado el resultado,

tal y como revela su informe de auditoría. Igualmente, si los modelos funcionan correctamente, la probabilidad de que una empresa reciba un informe de auditoría con salvedades por incumplimiento de PCGA será mayor cuanto mayores sean los ajustes por devengo discrecionales. Para alcanzar nuestro objetivo, hemos seleccionado una muestra de empresas, tal y como se detalla en el apartado 4.1., que han cotizado en el Mercado Continuo y en la Bolsa de Madrid durante el periodo 1991–1999, extrayendo de la misma aquellas empresas que habían recibido informe de auditoría con salvedades por incumplimiento de PCGA. La muestra de empresa, excluidas las que recibieron informe con salvedades por incumplimiento de PCGA, nos sirve para estimar, en su versión de corte trasversal, el modelo de Jones -tanto en su versión original como en la del circulante, modificado, y circulante modificado- el modelo de cash flow -también en sus cuatro versionesy el modelo del margen, que nos permitirá, posteriormente, calcular los ajustes por devengo esperados para cada una de las empresas que conforman la muestra de empresas que han recibido un informe con salvedades, nuestra muestra principal, según cada uno de los modelos. Posteriormente, y una vez calculados los ajustes por devengo totales de cada caso, es decir los que realmente se han producido, por diferencias entre los ajustes por devengo totales de cada caso y los ajustes por devengo esperados calculado por cada uno de los nueve modelos para cada una de las empresas que han recibido informe de auditoría con salvedades, calculamos los ajustes discrecionales que los diferentes modelos nos dicen que se han producido en estas empresas. Como nuestro trabajo parte de dos supuestos: primero, que si efectivamente el poder de los modelos es alto, los niveles de ajustes discrecionales de las empresas que han alterado real-

pd

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

16:24

Página 95

Evaluación de los modelos de ajustes por devengo: ajustes discrecionales e informes de auditoría con salvedades

Establecida una muestra principal -veintiséis empresas con informe con salvedades- y una muestra de control –veintiséis empresas con informe limpio-, para contrastar si los niveles de ajustes discrecionales de las empresas que han alterado realmente el resultado –muestra principal- son mayores que el de aquellas otras empresas que no han alterado el resultado –muestra de control-, emplearemos tablas de contingencia. Para la contrastación de nuestro segundo supuesto emplearemos una regresión logit. Por último, somos conscientes de que pueden existir otros factores explicativos de la probabilidad de recibir informes con salvedades, además de los mayores niveles de ajustes por devengo. Una revisión de la amplia literatura existente, acerca de los factores determinantes de la emisión de un informe de auditoría con salvedades, nos ha permitido identificar diferentes variables relacionadas fundamentalmente con el riesgo de litigio, es decir, con el riesgo de que el auditor sea objeto de demandas judiciales que tienen su origen en el trabajo desarrollado, como explicativas de la recepción de informes con salvedades. Así pues, incorporamos en la regresión logit multivariante cuatro variables de control representativas del riesgo de litigio: “market to book ratio”, “capitalización bursátil”, “ratio de endeudamiento” y “cambio en el resultado”.

pd

4. FUENTES DE INFORMACIÓN, MUESTRA Y VARIABLES 4.1. Fuentes de información y muestra La principal fuente de información utilizada para la obtención de los estados financieros es la base de datos “Auditoría de Cuentas” publicada por la Comisión Nacional del Mercado de Valores, que incluye las cuentas anuales y los informes de auditoría de las empresas que se encuentran bajo el control de esta comisión. Esta base de datos sólo presenta información hasta el año 1996, por lo que para el periodo 1997-1999 los estados contables e informes de auditoría han sido obtenidos de la página web de la Comisión Nacional del Mercado de Valores (http://www.cnmv.es).

«

Muestra

principal:

26 empresas cotizadas que han recibido informe de auditoría con salvedades por incumplimiento PCGA

«

mente el resultado deberían ser mayores que el de aquellas otras empresas que no han alterado el resultado, y; segundo, la probabilidad de obtener un informe de auditoría con salvedades que ponga de manifiesto una manipulación real del resultado será mayor en aquellas empresas con mayor nivel de ajustes por devengo. Para esta segunda etapa en el diseño de la investigación, hemos seleccionado para cada empresa que había recibido informe de auditoría con salvedades por incumplimiento de PCGA una pareja, es decir, una empresa con informe limpio de auditoría del mismo sector económico y con similar tamaño.

Para la conformación de la muestra utilizada en este trabajo de investigación hemos considerado todas las empresas que han cotizado en el Mercado Continuo y en la Bolsa de Madrid durante el periodo 1991–1999. El diseño de la investigación, como hemos visto en el apartado anterior, nos exigen distinguir entre tres muestras: la primera será la que utilicemos en la estimación de los modelos de ajustes por devengo, la segunda está formada por empresas que presentan informes de auditoría con salvedades por incumplimiento de principios contables, y la tercera se corresponde con la que hemos denominado muestra de control. La primera de estas muestras, utilizada para la estimación de los modelos de ajustes por devengo, ha sido objeto de varias depuraciones con el propósito de que el cálculo de los ajustes por devengo totales y la estimación de los modelos se adapten a la finalidad: buscar la normalidad, y por ende, la anormalidad en su composición. En este sentido, hemos procedido a eliminar las siguientes entidades: 1. Empresas que aparecen clasificadas como: bancos, cartera, holding, seguros o sociedades de inversión mobiliaria. pág www.partidadoble.es

95

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

auditoría

«

16:24

nº 181

Página 96

octubre 2006

En el trabajo, los ajustes por devengo

totales se calculan por aproximación de sus componentes a largo y corto plazo,

2. Empresas que pertenecen a sectores con un reducido número de empresas. 3. Empresas cuya actividad principal consiste en la gestión, apoyo y promoción de las compañías en las que participan. 4. Empresas de reducido tamaño. Hemos eliminado todas aquellas empresas cuya cifra de negocios se encuentre por debajo de 200 millones de pesetas.

«

por ausencia del cash flow

5. Empresas que durante el ejercicio contable han experimentado una fusión, escisión o segregación de alguna rama de actividad aportando la misma a empresas del grupo, ya que en empresas en las que se producen importantes cambios estructurales se han detectado errores graves de medida en los ajustes por devengo (Hansen ,1999). 6. Empresas cuyos estados financieros o la información necesaria para la obtención de los ajustes por devengo no se encuentra disponible o la memoria recoge explícitamente que la información contable de ejer-

TA B L A 2 DISTRIBUCIÓN DE LAS EMPRESAS QUE CONSTITUYEN LA MUESTRA UTILIZADA EN LA ESTIMACIÓN DE LOS MODELOS DE AJUSTES POR DEVENGO

Empresas cotizadas Total eliminaciones Cemento, vidrio y material de construcción Distribución y otros servicios Construcción Energía y agua Industrias químicas Inmobiliarias Metálicas básicas Otras industrias de transformación Transformación metal Transportes y comunicaciones Total

pág 96

1991 1992 1993 1994 1995 1996 1998 1999 Total 207 201 190 192 174 173 169 154 1460 66 70 79 78 66 67 70 72 568 18

16

13

11

11

11

8

7

105

7 10 18 7 19 7

5 10 17 6 20 7

5 11 18 5 14 3

7 11 14 5 18 3

8 9 17 5 17 3

9 9 16 5 15 3

11 5 15 3 13 4

12 3 5 2 14 3

73 72 135 42 142 37

36 19

35 15

30 14

27 12

25 11

26 10

24 12

25 10

256 115

8 8 131 111

8 114

8 108

8 106

8 99

7 82

72 892

9 141

cicios sucesivos no es comparable por cambios importantes en criterios, por la entrada en vigor de una nueva regulación sectorial, etc. 7. Empresas que han atravesado situaciones especiales como una suspensión de pagos o liquidación. Hemos determinado estas situaciones mediante una búsqueda de los hechos relevantes disponible en la página Web de la Comisión Nacional del Mercado de Valores, así como también a través de la lectura de la memoria de las cuentas anuales. La tabla 2 recoge el número de empresas, agrupadas por sectores, que han sido utilizadas en la estimación de los modelos de ajustes por devengo, con la finalidad de buscar “esa normalidad” en el nivel de ajustes por devengo. En la estimación de los modelos, en su versión de corte transversal, hemos incluido n-1 variables dummy representativas de n sectores, para así poder efectuar la estimación utilizando todas las observaciones de cada año, ya que el número de empresas por sector y año es muy reducido, en torno a ocho empresas. En la muestra de estimación no hemos incluido las empresas que han recibido salvedad ni tampoco las empresas de la muestra de control, ya que para la segunda parte del diseño de la investigación los modelos deben ser considerados como modelos de expectativas, de tal modo que los ajustes por devengo discrecionales que analizamos se corresponden con los denominados errores de predicción. En la tabla 2, podemos apreciar como la muestra inicial de 1.460 empresas se ha visto prácticamente reducida en un tercio, siendo la muestra final de 892 empresas. La clasificación sectorial utilizada es la propuesta por la Comisión Nacional del Mercado de Valores en su base de datos “Auditoría de Cuentas”. El nivel de desglose que hemos utilizado en la catalogación de los sectores es de dos dígitos. Para la determinación de la segunda de las muestras de empresas, es

pd

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

16:24

Página 97

Evaluación de los modelos de ajustes por devengo: ajustes discrecionales e informes de auditoría con salvedades

decir, aquellas calificadas con salvedad por incumplimiento de principios contables, hemos analizado los informes de auditoría de las empresas cotizadas en el periodo 1991-1999, encontrando 81 informes que presentaban este tipo de salvedad. De éstas hemos eliminado aquellas empresas cuyos estados contables no son comparables con los del ejercicio anterior, aquellas que han sufrido procesos de fusión, escisión, reestructuración, suspensión de pagos, etc. Cabe mencionar el hecho de que cuando las empresas presentan durante varios ejercicios consecutivos salvedad por incumplimiento de principios contables, hemos elegido el primero de ellos, excepto cuando en ese año la empresa atraviesa por situaciones especiales, en cuyo caso hemos elegido el primer año disponible. Tras estas eliminaciones, la muestra final objeto de estudio la forman 26 empresas. En la tabla 3 aparece la distribución de estas empresas por sector y año. Para cada una de las 26 empresas de la muestra hemos seleccionado una empresa que hubiera recibido un informe de auditoría sin salvedad por incumplimiento de PCGA en el mismo periodo. La muestra de control la componen 26 empresas del mismo sector económico y con similar tamaño, medido éste por la cifra de activo total a comienzos del periodo.

+ Variación de Deudores por Operaciones de Tráfico a Largo Plazo Variación de Deudores (Excluido Administraciones Públicas)(1) Variación de Existencias Variación de Ajustes por Periodificación (Activo)

- Amortización del Ejercicio Variación de Acreedores por Operaciones de Tráfico a Largo Plazo Variación de Provisión para Riesgos y Gastos Variación de Acreedores Comerciales Variación de Provisiones para Operaciones de Tráfico Variación de Ajustes por Periodificación (Pasivo)

= Ajustes por Devengo Totales

pd

(2) La Orden Ministerial de Economía y Hacienda de 1 de julio de 1991 amplió hasta diez y veinte años, para las empresas del Sector Eléctrico, los plazos transitorios previstos en la nueva legislación mercantil. Esta orden establece también que las empresas que hagan uso de esta ampliación de plazos deberán dotar de forma sistemática, a través de una dotación anual que crezca en progresión geométrica de razón 1.08 , y que las dotaciones a la previsión se realizarán con cargo a cuenta de reservas disponibles y, en su defecto, con cargo a la cuenta de pérdidas y ganancias.

TA B L A 3 MUESTRA DE EMPRESAS QUE PRESENTAN SALVEDAD POR INCUMPLIMIENTO DE PRINCIPIOS CONTABLES

4.2. Variables Comenzaremos este apartado explicando la formación de la primera de las variables utilizadas: los ajustes por devengo totales. El cálculo de éstos se ha venido efectuando, generalmente en el entorno anglosajón, por diferencia entre el resultado y el flujo de tesorería de las operaciones de explotación. El cálculo anterior requiere disponer de un estado del cash flow, por lo que, en ausencia de éste, necesitamos recurrir a una aproximación de sus componentes a largo y corto plazo. Esta forma indirecta de calcular los ajustes por devengo totales queda recogida en la siguiente expresión:

(1) Los créditos y débitos con las administraciones públicas no han sido considerados ya que una parte importante de los mismos se refiere a la liquidación trimestral del IVA, que no tiene efecto en el resultado contable.

Los ajustes por devengo del circulante se calculan de igual forma, excepto por la exclusión de la amortización del periodo. En el cálculo de los ajustes por devengo totales hemos efectuado una serie de correcciones, como por ejemplo, el efecto que sobre el inmovilizado bruto tuvo la actualización de balances del año 1996, o las dotaciones específicas de provisiones con cargo a reservas permitidas en determinados sectores como el eléctrico(2).

1991 1992 1993 1994 1995 1996 1998 1999 Total Cemento, vidrio y material de construcción Distribución y otros servicios Construcción Energía y agua Industrias químicas Inmobiliarias Metálicas básicas Otras industrias de transformación Transformación metal Transportes y comunicaciones Total

0 1

2

3

1

1 1 0 7 0

1 2

1

2

1

1

1

1

2

2

1

1 2

1

1

7

2

7 0

4

4

6

1

3

3

2

3

26

pág www.partidadoble.es

97

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

auditoría

«

16:24

nº 181

Página 98

octubre 2006

Los resultados revelan la no

existencia de diferencias entre las muestras y la validez a priori de

«

la muestra de control

la relación entre el tamaño y el riesgo de litigio también ha sido documentada por Shu (1999). Por otro lado, una mayor ratio de endeudamiento implica un mayor riesgo de insolvencia (Ohlson, 1980), y consecuentemente un mayor riesgo de litigio. Así pues, estas tres variables pueden considerarse factores determinantes de que las empresas sean calificadas con salvedad, por encontrarse relacionadas con el riesgo de litigio.

Respecto a las variables explicativas de los diferentes modelos, éstas aparecen definidas en el apartado 2.1. y en la tabla 1. Tras estimar los diferentes modelos, utilizando la muestra de estimación, hemos considerado como ajustes por devengo discrecionales los errores de predicción que obtenemos en la muestra de salvedad y en la muestra de control. Finalmente, hemos considerado como variables de control, representativas del riesgo de litigio apuntadas por diversos autores, las siguientes: “market to book ratio”, “tamaño” y “ratio de endeudamiento”. Palepu (1986) considera que un menor valor de la ratio “market to book” es indicativo de una infravaloración de la empresa en el mercado y, por tanto, de una mayor probabilidad de que la empresa sea adquirida estando ésta, a su vez, positivamente relacionada con el riesgo de litigio (Lys y Watts, 1994). Igualmente, pág 98

Por último, hemos introducido la variable “cambio en el resultado” ya que no podemos obviar que unos resultados extremos pueden tener un doble efecto en nuestro estudio. Por un lado, los modelos encuentran mayores dificultades en la disgregación de los ajustes por devengo totales en sus componentes (Dechow y otros, 1995) y, por otro, es más probable que los auditores emitan un informe con salvedades para mitigar el riesgo de litigio. La definición de estas variables aparecen en la tabla 4.

5. ANÁLISIS EMPÍRICO Tras la estimación de los siete modelos de ajustes por devengo en su versión de corte transversal para cada uno de los años, y comprobar que los valores que adoptan los coeficientes apenas difieren de investigaciones efectuadas en el ámbito anglosajón (Jeter y Shivakumar, 1999) y en nues-

tro entorno (Gill, 2002), para conocer el funcionamiento de los modelos de ajustes por devengo, en cuanto a la correcta división de los ajustes totales en sus componentes discrecional y no discrecional, dividiremos esta sección en tres apartados. En el primero, análisis descriptivo, tratamos de contrastar la similitud entre la muestra principal y la muestra de control, tanto en lo que se refiere a los ajustes discrecionales totales como al tamaño o riesgo de litigios, con el fin de controlar qué diferencias entre las dos muestras, que no sean los ajustes por devengo discrecionales o el tipo de opinión de auditoría recibido, puedan alterar los resultados que obtengamos en fases posteriores de este análisis. En el segundo, análisis univariante, analizamos la asociación entre el hecho de que las empresas reciban un informe con salvedad y la existencia de niveles elevados de ajustes discrecionales y si la probabilidad de que una empresa sea calificada con salvedad varía en función del nivel de ajustes por devengo discrecionales. Finalmente, en el tercer apartado, análisis multivariante, controlamos otros factores, detectados en el apartado primero, de los que puede depender la probabilidad de que las empresas reciban un informe de auditoría con salvedades, a través de un regresión logia multivariante.

5.1. Análisis descriptivo En la tabla 4 aparecen los estadísticos descriptivos de diferentes variables, referentes tanto a los ajustes por devengo como a otros aspectos relacionados con el tamaño o el riesgo de litigio, tanto para la muestra principal como para la muestra de control. El valor que adopta el estadístico W de Shapiro–Wilk, en la muestra principal y de control, nos conduce a rechazar la hipótesis nula de normalidad, por lo que hemos aplicado test no paramétricos de diferencias de medianas para

pd

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

16:25

Página 99

Evaluación de los modelos de ajustes por devengo: ajustes discrecionales e informes de auditoría con salvedades

sólo se ciñen a la variable “activo total a comienzos del ejercicio”, que ha sido elegida como criterio de emparejamiento, por lo que cabría esperar esta ausencia de diferencias, sino también al resto de las variables excepto la variable “cambio en el resultado”.

•

Las similitudes entre las dos muestras evitan los problemas derivados de que diferencias en las mismas contaminen los resultados de la relación existente entre los ajustes por devengo discrecionales y la calificación con salvedad. No obstante, en la última parte de esta sección llevaremos a cabo un test de sensibilidad con la finalidad de evaluar si la variable que presenta diferencias entre las muestras, “cambio en el resultado”, altera los resultados alcanzados en el análisis univariante.

No existen diferencias respecto a las variables representativas del tamaño, “activo total”, “activo circulante” y “capitalización bursátil”, o referentes a los ajustes por devengo, “ajustes por devengo totales”

•

Tampoco existen diferencias en las variables relacionadas con el riesgo de litigio, “capitalización bursátil”, “market o book ratio”, “ratio de endeudamiento”, salvo en la variable “cambio en el resultado”

Los resultados revelan la no existencia de diferencias entre las muestras y, por tanto, la validez a priori de la muestra de control, ya que hemos obtenido una muestra muy similar a la muestra objeto de estudio. En esta tabla vemos como las semejanzas no

«

Similitud

de muestras, evita la contaminación de resultados

«

observar similitudes y diferencias entre ambas muestras. Por tanto, en la tabla 4 presentamos el p-value del test no paramétrico de Wilcoxon de diferencia de medianas entre la muestra principal y la muestra de control, del que se deriva lo siguiente:

Finalmente hemos de señalar que, si bien la literatura ha revelado la importancia de la calidad de la auditoría en la detección de alteraciones de resultados (Navarro y Martínez, 2001; Burilovich y Kattelus, 1997; Craswel y

TA B L A 4 ESTADISTICOS DESCRIPTIVOS

Variables

Min.

Max.

Media

48.787

SALVEDAD Desv. Mediana Típica 75.044 18.203

4.242

310.587

37.355

CONTROL Desv. Mediana típica 57.094 17.035

22.052

43.797

7.053

1.260

172.269

14.826

30.503

46.700

130.109

8.310

504

659.139

30.972

1,69

1,74

0,97

0,25

5,98

0,18

0,23

0,13

0,00

- 0,042

0,01

-0,02

-0,035

0,13

1.670

4.990

Media Activo total Activo circulante Capitalización bursátil Market to book ratio Deuda a L/P / activo total Cambio en resultado Ajustes devengo totales Resultado de explotación

Min.

Max.

3.496

290.957

Prob. (diferencia medianas) 0,77

6.947

12

156.144

0,38

45.551

10.718

1.654

182.705

0,76

2.6843

5,51

0,98

0,20

20,71

0,76

1,12

0,12

0,15

0,07

0,00

0,53

0,12

-0,28

0,09

-0,01

0,06

-0,01

-0,19

0,07

0,04

-0,05

-0,21

0,13

-0,03

0,07

-0,02

-0,19

0,12

0,40

413

-2.477

24.680

1.720

3.302

637

-1.192

14.166

0,41

Activo total y activo circulante (en millones de pesetas). Capitalización bursátil (en millones de pesetas). Market to book ratio= capitalización bursátil / valor contable de fondos propios. Deuda a largo plazo / activo total (valores contables). Cambio en resultado = resultado del periodo - resultado ejercicio anterior (en millones de pesetas). Ajustes por devengo totales = variación en deudores por operaciones de tráfico a L/P + variación en deudores + variación en existencias + variación en ajustes por periodificación de activo - amortización del periodo - variación en provisión para riesgos y gastos - variación en acreedores por operaciones de tráfico a L/P - variación en proveedores - variación en provisiones por operaciones de tráfico - variación en ajustes por periodificación del pasivo (todo dividido entre el activo total a comienzos del ejercicio). Resultado de explotación (en millones de pesetas).

pd

pág www.partidadoble.es

99

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

auditoría

«

16:25

nº 181

Página 100

octubre 2006

Tablas de contingencia, revelan

asociación entre el nivel de ajustes por informes de auditoría con salvedades

«

devengo discrecionales y recibir

5.2. Análisis univariante

otros, 1995; DeFond, 1992; Francis y Wilson, 1988), esta consideración no ha sido incluida en nuestro trabajo puesto que la mayoría de las empresas, tanto de la muestra principal como de la muestra de control, han sido auditadas por las grandes firmas de auditoría.

En ese apartado nos centraremos en dos tipos de análisis univariante: el contraste de independencia de caracteres y la regresión logit univariante. El primero de éstos tiene como finalidad constatar si existe asociación entre dos variables representadas en una tabla de contingencias, en nuestro caso, recibir o no un informe de auditorías con salvedades y encontrarse

en los extremos de las divisiones efectuadas en base al valor absoluto de los ajustes por devengo discrecionales, obtenidos tras la estimación de los distintos modelos. Mediante la regresión logit univariante analizamos si la probabilidad de que una empresa sea calificada con salvedad varía en función del nivel de ajustes por devengo discrecionales. Para llevar a cabo este análisis, en un primer momento, hemos integrado en un único grupo las empresas que presentan salvedad y la muestra de empresas de control. A continuación, para diferenciar las empresas con altos y bajos valores absolutos de ajustes por devengo discrecionales, hemos dividido esta muestra en tres y cinco grupos en función de los valores de los mismos. Finalmente, hemos seleccionado los grupos inferior y superior. Un modelo que descomponga correctamente los ajustes por devengo en sus componentes discrecional y no

TA B L A 5 ASOCIACIÓN ENTRE EL VALOR ABSOLUTO DE AJUSTES POR DEVENGO DISCRECIONALES Y EL HABER RECIBIDO UN INFORME DE AUDITORÍA CON SALVEDAD POR INCUMPLIMIENTO DE PCGA (División de la muestra en cinco partes)

Jones

BAJO /DA/ ALTO /DA/

P-value= 0,01 Cont. Sal. 7 3 1 9

Jones modificado

Jones circulante

P-value= 0,01 P-value= 0,029 Cont. Sal. Cont. Sal. 7 3 6 4 1 9 1 9

Jones Cash circulante flow modificado P-value= 0,029 P-value= 0,035 Cont. Sal. Cont. Sal. 6 4 8 2 1 9 3 7

Cash flow modificado

Cash flow circulante

Cash flow Margen circulante modificado P-value= 0,012 P-value= 0,035 P-value= 0,035 P-value= 0,085 Cont. Sal. Cont. Sal. Cont. Sal. Cont. Sal. 8 2 8 2 7 3 6 4 2 8 3 7 2 8 2 8

P- value : significación exacta (unilateral) del valor adoptado por el estadístico exacto de Fisher

TA B L A 6 TABLA DE CONTINGENCIA:ASOCIACIÓN ENTRE EL VALOR ABSOLUTO DE AJUSTES POR DEVENGO DISCRECIONALES Y EL HABER RECIBIDO UN INFORME DE AUDITORÍA CON SALVEDAD POR INCUMPLIMIENTO DE PCGA (División de la muestra en tres partes)

Jones

Jones modificado

Jones circulante

P-value= 0,042 P-value= 0,083 P-value= 0,042 Cont. Sal. Cont. Sal. Cont. Sal. BAJO /DA/ 11 6 10 7 11 6 ALTO /DA/ 5 12 5 12 5 12

Jones Cash circulante flow modificado P-value= 0,042 P-value= 0,019 Cont. Sal. Cont. Sal. 11 6 12 5 5 12 5 12

Cash flow modificado

Cash flow circulante

Cash flow Margen circulante modificado P-value= 0,042 P-value= 0,042 P-value= 0,042 P-value= 0,042 Cont. Sal. Cont. Sal. Cont. Sal. Cont. Sal. 11 6 12 5 11 6 11 6 5 12 6 11 5 12 5 12

P- value : significación exacta (unilateral) del valor adoptado por el estadístico exacto de Fisher

pág 100

pd

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

16:25

Página 101

Evaluación de los modelos de ajustes por devengo: ajustes discrecionales e informes de auditoría con salvedades

En la tablas 5 y 6 pueden verse los resultados obtenidos mediante el análisis de tablas de contingencia, en el que contrastamos si existe asociación entre el nivel de ajustes por devengo (alto, bajo) y el tipo de informe (con salvedad por incumplimiento de PCGA y limpio). En estas tablas puede apreciarse cómo el estadístico de Fisher estadístico que ha sido aplicado, ya que más de un 20% de las celdas tienen valores esperados menores que 5- nos revela que las diferencias entre las proporciones de empresas que presentan salvedad frente a aquellas que han recibido un informe de auditoría limpio. Así por ejemplo, en la tabla 5 y referente al modelo de Jones, de las 10 empresas con niveles altos de ajustes discrecionales, 9 se corresponden con empresas que han recibido informe con salvedad frente a una con informe limpio. También puede apreciarse en estas tablas cómo esas diferencias son aún más significativas cuando tomamos valores más extremos, es decir, cuando hemos dividido la muestra en cinco partes en lugar de tres, excepto en el modelo del margen.

informes de auditoría con salvedades depende del nivel de ajustes discrecionales. En este sentido, la variable dependiente adopta el valor uno-cero, dependiendo de que la empresa pertenezca a la muestra de las que han recibido salvedad por incumplimiento de principios contables o a la muestra de control, y la variable independiente se corresponde con el valor absoluto de los ajustes por devengo discrecionales obtenidos de los distintos modelos de ajustes por devengo. Tras evaluar la bondad del ajuste del modelo a través de la prueba de la Chi-cuadrado, los resultados obtenidos en la estimación revelan la significatividad del coeficiente de la variable independiente, mostrando que cuanto mayor sea el nivel de ajustes por devengo mayor es la probabilidad de recibir un informe con salvedad, de lo que finalmente deducimos el buen fun-

«

La regresión

logit univariante estudia la relación entre salvedades y nivel de ajustes por devengo discrecionales

«

discrecional debiera de generar un número relativamente mayor de observaciones de la muestra de control en los grupos inferiores y un número relativamente mayor de observaciones de la muestra de salvedad en los grupos superiores, ya que éstas han manipulado el resultado.

TA B L A 7 REGRESIÓN LOGIT UNIVARIANTE

SALV. = α0 + α1 /DA/ + e MODELO

Coeficiente

Jones

α0 α1

Estimación Test del parámetro de Wald -0,893 3,912 11,025 5,799

gl

Sig.

1 1

0,048 0,016

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado = 7,627; g.l.= 1; Sig. =0,006

Jones Modificado

α0. α1

-0,850 9,957

3,674 5,614

1 1

0,055 0,018

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado = 7,126; g.l.= 1; Sig. =0,008

Jones Circulante

α0 α1

-0,865 11,444

3,468 5,186

1 1

0,063 0,023

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado = 6,262 ; g.l.= 1; Sig. = 0,012

En resumen, los resultados obtenidos mediante el análisis de tablas de contingencia nos revelan la existencia de una asociación entre el nivel de ajustes por devengo discrecionales y que las empresas reciban un informe de auditoría con salvedades. De ello podemos colegir que los modelos de ajustes por devengo hacen una buena labor en la división de los ajustes totales en sus dos partes: ajustes discrecionales y no discrecionales. Finalmente, en la tabla 7 aparecen los resultados de la regresión logit univariante, mediante la que queremos contrastar si la probabilidad de recibir

pd

Cash Flow

α0 α1

0,835 18,483

3,476 5,395

1 1

0,062 0,020

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado = 6,693; g.l.= 1; Sig. = 0,010

Cash Flow Modificado

α0 α1

-0,921 20,629

4,106 5,941

1 1

0,043 0,015

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado = 8,201; g.l.= 1; Sig. = 0,004

Cash Flow α0 -0,905 3,534 1 0,060 17,982 5,179 1 0,023 Circulante α1 Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado = 6,062; g.l.= 1; Sig. = 0,014 Cash Flow Circulante α0 Modificado α1

-0,980 18,468

3,868 5,325

1 1

0,049 0,021

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado = 6,668; g.l.= 1; Sig. =0,010

Margen

α0 α1

-0,827 20,567

3,051 4,234

1 1

0,081 0,040

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado =5,690 ; g.l.= 1; Sig. = 0,017

pág www.partidadoble.es

101

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

auditoría

«

16:25

nº 181

Página 102

octubre 2006

cionamiento de los modelos de ajustes por devengo a la hora de separar el componente discrecional del no discrecional. Estos resultados corroboran los alcanzados en el contraste de independencia de caracteres efectuado en las tablas de contingencia.

Regresión logit multivariante,

controla la variable “cambio

«

en el resultado”

5.3. Análisis multivariante

TA B L A 8 REGRESIÓN LOGIT MULTIVARIANTE

SALV. = α0 + α1 /DA/ + α2 CARTDO + e MODELO

Coeficiente

Jones

α0 α1 α2

Estimación Test del parámetro de Wald -1,286 6,008 12,957 6,147 -10,425 3,694

gl

Sig.

1 1 1

0,014 0,013 0,055

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado =12,128; g.l.= 2; Sig. =0,002

Jones Modificado

α0 α1 α2

-1,217 11,507 -10,225

5,776 5,97 3,631

1 1 1

0,016 0,015 0,057

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado =11,526; g.l.= 2; Sig. =0,003

Jones Circulante

α0 α1 α2

-1,307 13,873 -10,935

5,804 5,991 3,992

1 1 1

0,016 0,014 0,046

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado = 11,183; g.l.= 2; Sig. =0,004

Jones Circulante Modificado

α0 α1 α2

-1,197 11,784 -10,646

5,314 5,045 5,413

1 1 1

0,021 0,02 0,049

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado = 10,234 g.l.= 2; Sig. =0,006

Cash Flow

α0 α1 α2

-1,086 18,870 -9,127

4,966 5,431 2,859

1 1 1

0,026 0,02 0,091

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado = 10,142; g.l.= 2; Sig. =0,006

Cash Flow Modificado

α0 α1 α2

-1,151 20,681 -8,902

5,530 5,801 2,724

1 1 1

0,019 0,016 0,099

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado = 11,454; g.l.= 2; Sig. =0,003

Cash Flow Circulante

α0 α1 α2

-1,150 18,329 9,063

4,863 5,153 2,753

1 1 1

0,027 0,023 0,097

Tal y como hemos visto en el primer epígrafe de esta sección, la muestra de control presenta muchas similitudes con la muestra principal, pero hemos observado que la variable “cambio en el resultado” presenta diferencias entre las muestras. Esta diferencia, en un factor que también resulta ser explicativo de la probabilidad de que las empresas sean calificadas con salvedad, puede condicionar los resultados alcanzados en el análisis univariante. En un intento de solventar este problema, hemos estimado una regresión logit multivariante que controle la variable “cambio en el resultado”. Los resultados de este análisis multivariante (tabla 8), tras evaluar la bondad del ajuste del modelo, confirman los resultados obtenidos en el análisis univariante. La significatividad del coeficiente de la variable “valor absoluto de los ajustes por devengo discrecionales” revela la mayor probabilidad de que las empresas sean calificadas con salvedad cuanto mayores niveles de ajustes por devengo presenten, y por ende, estos resultados corroboran la capacidad de estos modelos para disgregar los ajustes por devengo en sus componentes discrecional y no discrecional. Cabe resaltar también la relevancia de la variable “cambio en el resultado” en la probabilidad de recibir un informe de auditoría con salvedad.

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado = 9,397; g.l.= 2; Sig. =0,009

Cash Flow Circulante α0 Modificado α1 α2

-1,223 18,8 9,025

5,184 5,240 2,753

1 1 1

0,023 0,022 0,097

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado = 9,992; g.l.= 2; Sig. =0,007

Margen

α0 α1 α2

-1.263 25,497 -10,537

5,159 4,915 3,802

1 1 1

0,023 0,027 0,051

Test de bondad del ajuste del modelo: Paso 1; Chi-cuadrado = 10,309; g.l.= 2; Sig. =0,006

pág 102

En el modelo del cash flow y sus variantes, la significatividad del coeficiente de esta variable se aproxima a los límites comúnmente aceptados. Estos resultados son coherentes con los alcanzados en estudios previos (Jeter y Shivakumar, 1999) ya que el modelo del cash flow se encuentra mejor especificado en empresas que presentan ma-

pd

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

16:25

Página 103

Evaluación de los modelos de ajustes por devengo: ajustes discrecionales e informes de auditoría con salvedades

Hemos efectuado estimaciones adicionales en las que hemos obtenido resultados similares a los aquí presentados. Así, hemos estimado la regresión logit multivariante incluyendo “market to book ratio”, “capitalización bursátil”, “ratio de endeudamiento” y “cambio en el resultado”, variables todas ellas relacionadas con el riesgo de litigio. De la estimación de esta regresión, hemos obtenido unos coeficientes no significativos para aquellas variables que, en el análisis descriptivo, no presentaban diferencias entre la muestra de empresas calificadas con salvedad y la muestra de control, manteniéndose significativo el coeficiente de la variable “cambio en el resultado”, y también la variable objeto de estudio: valor absoluto de los ajustes por devengo. Una vez expuestos los resultados alcanzados en esta investigación, pasamos a presentar las conclusiones que de la misma se destilan, permitiéndonos colegir sobre la capacidad de los distintos modelos de ajustes por devengo para detectar alteraciones de resultados.

6. CONCLUSIONES En esta investigación hemos evaluado el poder de tres modelos de ajustes por devengo, en sus distintas versiones, todas en corte transversal, para detectar alteraciones de resultados. Inspirados en el trabajo de Bartov y otros (2001) hemos analizado la relación existente entre los ajustes por devengo discrecionales, obtenidos de la aplicación de los diversos modelos de ajustes por devengo, y la calificación con salvedad del informe de auditoría. En la evaluación de los modelos de ajustes por devengo hemos intentado maximizar la probabilidad de detectar alteraciones de resultados, por lo que hemos seleccionado una muestra de empresas en las que se espera un especial ejercicio de la discrecionalidad contable: aquellas que han recibido informe de auditoría con salve-

pd

dad. Simultáneamente, hemos intentado minimizar el potencial sesgo derivado de la muestra, por lo que hemos introducido una muestra de control, así como también hemos controlado aquellos factores en los que existían diferencias entre ambas. En nuestra investigación empírica hemos efectuado un análisis de independencia de caracteres, mediante tablas de contingencia, una regresión logit univariante y, finalmente, una regresión logit multivariante, incorporando variables de control. Los resultados obtenidos en el análisis de las tablas de contingencia revelan la asociación existente entre la pertenencia a niveles altos o bajos de ajustes y el recibir informes de auditoría con salvedades o limpios, lo que apunta hacia la capacidad de todos estos modelos para detectar dirección de resultados mediante la disgregación de los ajustes por devengo en sus componentes discrecional y no discrecional.

«

La probabilidad de recibir informes de auditoría con

salvedades crece cuanto mayores sean los niveles de ajustes discrecionales

«

yores variaciones en el cash flow, y por ende, también en sus resultados.

En la regresión logit univariante, la significatividad del coeficiente de la variable “valor absoluto de los ajustes por devengo discrecionales” revela la mayor probabilidad de recibir informes de auditoría con salvedades cuanto mayores sean los niveles de ajustes discrecionales obtenidos en los diferentes modelos. También hemos estimado una regresión logit multivariante en la que además de los ajustes por devengo discrecionales hemos incluido otros factores explicativos de la calificación con salvedad del informe de auditoría. Los resultados reafirman la capacidad de estos modelos para detectar una dirección de resultados. Este trabajo supone una importante contribución a la literatura empírica que evalúa la capacidad de los modelos de ajustes por devengo para detectar alteraciones de resultados, ya que el estudio descansa, no en simulaciones de alteraciones de resultados sino, en prácticas reales de alteración resultados, tal y como revelan los informes de auditoría. pág www.partidadoble.es

103

088-104 Castrillo (17)

27/9/06

auditoría

«

16:25

nº 181

Página 104

octubre 2006

Se demuestra la capacidad de los

modelos para detectar dirección de resultados mediante la disgregación de

«

los ajustes por devengo

Por último, hemos de resaltar una importante limitación de este trabajo: la validación de los modelos de ajustes por devengo estudiados se ha centrado en casos extremos de dirección de resultados, como es que ha tenido lugar en aquellas empresas que han

recibido una salvedad por incumplimiento de PCGA en el informe de auditoría. También hemos de indicar que debemos ser cautelosos en cuanto a la generalidad de los resultados, tanto por lo señalado en relación a la muestra utilizada, como por referirse exclusivamente a la estimación de los modelos en su versión de corte transversal, mediante mínimos cuadrados ordinarios. Sería preciso, por tanto, llevar a cabo en el futuro investigaciones en las que se utilice la metodología de datos de panel en la estimación de los modelos, lo que, con toda seguridad, nos ayudaría a desvelar diferentes interrogantes sobre el funcionamiento de los mismos. ✽

BIBLIOGRAFÍA Azofra, V., Castrillo, L. y Delgado, M.M. (2003): “Ownership concentration, debt financing and the investment opportunity set as determinants of accounting discretion: empirical evidence from Spain” Revista Española de Financiación y Contabilidad, edición internacional. Marzo. Alcarria, J. y Gill de Albornoz, B. (2004): “Specification and power of cross-sectional abnormal working capital accruals models in the Spanish context”. The European Accounting Review.. Vol. 1 (13): 73-104. Bartov, E., Gul, F.A. y Tsui, J.S.L.(2001): “Discretionary accruals models and audit qualifications”. Journal of Accounting and Economics, Vol. 30: 421-452. Bradshaw, M.T.; Richardson, S.A. y Sloan, R.G. (1999): “Earnings quality and financial reporting credibility: an empirical investigation”. Social Science Research Network Electronic Paper Collection. Brown, S.J. y Warner, J.B. (1985): “Using daily stock returns: the case of event studies”. Journal of Financial Economics, Vol. 14: 3 – 31. Burilovich, L.S. y Kattelus, S.C. (1997): “Auditors´influence on earnings management : evidence from alternative minimum tax”. Journal of applied bussines Research. Vol. 13(2): 9-22. Craswell, A.; J.Francis, y Taylor, S. (1995): “Auditor brand name reputation and industry specializations”. Journal of Accounting and Economics. Vol. 20 (December), pp. 297 - 322. Dechow, P., R. Sloan and Sweeney, A. (1995): “Detecting earnings management”. The Accounting Review, Vol. 70, April: 193-225 Dechow, P., R. Sloan and Sweeney, A. (1996): “Causes and consequences of earnings manipulation: an anlysis of firms subject to enforcement actions by the SEC”. Contemporary Accounting Research, Vol.13, num.1:1-36. DeFond, M.L. (1992): “The association between changes client firm agency costs and auditor switching”. Auditing: A Journal of practice and Theory, Vol. 11, Spring: 16 - 31. Delgado, M.M. (2001): “Factores determinantes de la discrecionalidad directiva en materia contable: una aplicación empírica a las entidades cotizadas españolas”. Tesis doctoras. Universidad de Burgos. Francis, J. y Krishnan, J. (1999): “Accounting accruals and auditors reporting conservatism”. Contemporary Accounting Research, Vol. 16: 135-165. Francis, J. y Wilson, E. (1988): “Auditor changes: a test of theories relating to agency costs and auditor differentiation”. The Accounting Review, Vol. 64, October: 663 - 682.

pág 104

Gill de Albornoz, B. (2002): “El alisamiento del beneficio como estrategia de earnings management: análisis empírico en el contexto español”. Tesis doctoral. Universidad Jaume I. Hansen, G.A. (1999): “Bias and measurement error in discretionary accrual models”. Working Paper, Pen State University. Healy, P. (1996): “Discussion of a market based evaluation of discretionary accrual models”. Journal of Accounting and Economics, Vol. 34 , supplement: 107-115. Hirst, D.E. (1994): “Auditor sensibility to earnings management”. Contemporary Accounting Research, Vol. 34: 107-114. Jeter, D.C. y Shivakumar, L. (1999): “Cross sectional estimation of abnormal accruals using quarterly and annual data: effectiveness in detecting event - specific earnings management”. Accounting and Business Research, Vol. 29, num. 4: 299 – 319. Jones, J. (1991): “Earnings management during import relief investigations”. Journal of Accounting Research, 29, Autumn: 193-228 Kang, S. H. and Shivaramakrishnan, K. (1995): “Issues in testing earnings management and an instrumental variable approach”. Journal of Accounting Research, Vol. 33, num.2: 353-367 Kang, S.H. (1999): “A conceptual and empirical evaluation of accruals prediction models”. Working paper, Yale School of Management. Kinney, W. y Martín, R. (1994): “Does auditing reduce bias in financial reporting? A review of audit- related adjustment studies”. Auditing: A Journal of Practice and Theory, Vol. 13:149-156. Lys, T. y Watts, R.L. (1994): ”Lawsuits against auditors”. Journal of Accounting Research, Vol. 32(Suppl.): 65- 93: Navarro, J.C. y Martínez, I. (2004): “Manipulación contable y calidad del auditor: un estudio empírico de la realidad española”. Revista Española de Financiación y contabilidad. Vol. XXXIII (123): Ohlson, J.A., (1980): ”Financial ratios and the probabilistic prediction of bankruptcy”. Journal of Accounting Research, Vol. 18:109-131. Palepu, K.G. (1986): “Predicting takeover targets: a methological and empirical analysis”. Journal of Accounting and Economics, Vol. 8: 3-35. Peasnell, K.V., Pope, P.F. y Young, S. (2000): “Detecting earnings management using cross – sectional abnormal accruals models”. Journal of Business Research, 30, num. 4: 313 – 326. Shu, S. (1999): “Auditors resignations: clientele effects and legal liability”. Working paper, Boston College.

pd