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The effect of mandatory IFRS adoption on accounting conservatism of reported earnings
Mandatory IFRS adoption
Evidence from Chilean firms
Received 10 February 2012 Revised 31 May 2012 13 September 2012 Accepted 19 November 2012
Adopcio´n de la normativa IFRS y conservadurismo contable: evidencia empı´rica para Chile
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Mauricio Jara Bertin Faculty of Economy and Business, University of Chile, Santiago de Chile, Chile, and
Jose´ Toma´s Arias Moya Faculty of Economic and Administrative Sciences, The Universidad Cato´lica de la Santı´sima Concepcio´n, Concepcio´n, Chile Abstract Purpose – The authors aim to analyze whether the adoption of IFRS accounting standards in Chilean capital markets affects the earnings conservatism of the firms that adopt them. Design/methodology/approach – Using a conditional earnings conservatism model, the authors compare the conservatism of the firms by periods of using or not using IFRS standards for a sample of 95 listed Chilean firms between 1999 and 2010. Findings – The authors’ results show that conditional earnings conservatism is more pronounced under IFRS standards and suggest that the use of IFRS improves the relevance and reliability of the reported accounting information. Originality/value – The authors provide new evidence from a Latin-American emerging market and they shed some light on the potential effect of IFRS implementation for several Latin-American countries that are in the on-going process of convergence. Keywords Accounting conservatism, Asymmetric timeliness of earnings, NIIF, Annual stock returns, Emerging market, Quality of financial information, Accounting, Earnings, Financial information Paper type Research paper
Resumen Propo´sito – Este artı´culo analiza si la adopcio´n de las normas internacionales de informacio´n financiera (NIIF o IFRS) en el mercado de capitales chileno afecta el conservadurismo de las utilidades de las empresas que las adoptan. Disen˜o/metodologı´a/enfoque – Utilizando un modelo de conservadurismo condicional de las utilidades, se compara el conservadurismo de las empresas pre y post adopcio´n de las normas IFRS para una muestra de 95 empresas que cotizan en el mercado de capitales chileno para el perı´odo entre 1999 y 2010. Resultados – Los resultados obtenidos evidencian que el conservadurismo condicional en las utilidades es ma´s pronunciado bajo la normativa IFRS y sugieren que el uso de IFRS mejora la relevancia y confiabilidad de la informacio´n contable reportada.
Academia Revista Latinoamericana de Administracio´n Vol. xx No. xx, 2013 pp. 1-31 r Emerald Group Publishing Limited 1012-8255 DOI 10.1108/ARLA-05-2013-0043
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Originalidad – Se provee nueva evidencia para una economı´a emergente y algunas luces acerca del efecto potencial que el proceso de convergencia contable puede tener sobre la calidad de la informacio´n financiera para algunos paı´ses latinoamericanos. Palabras clave conservadurismo contable, reconocimiento asime´trico de las utilidades, normas internacionales de informacio´n financiera, rentabilidades anuales de los tı´tulos, economı´a emergente, calidad de la informacio´n financiera Categorı´a Trabajo de Investigacio´n
1. Introduction[1] There is no doubt that the increased concerns in markets efficiency[2] in the academic field and for both professionals and regulatory bodies, is motivated by the multiple financial scandals of the last years[3] and it has focused on how to strengthen this area by improving the transparency of the information reported by firms. In particular, the regulatory bodies have become aware of the role played by financial information and have promoted a series of reforms in the financial systems, including those related to corporate government, accounting regulations and the audit function (Baxter and Cotter, 2009; Klapper and Love, 2004; Kothari et al., 2010). Among the different information sources are those found in financial statements, and especially, the accounting earnings, its relevance given by the implications it has in measuring the performance and the firm’s valuation (Kothari, 2001; Kothari et al., 2005). In this regard, the properties of accounting earnings become a key factor in the decision-making process. The accounting earnings degree of conservatism, considered as the tendency to recognise asymmetrically the good and bad economic news in accounting earnings through time (Givoly et al., 2007; Roychowdhury and Watts, 2007), might be a relevant factor when best guarding opportune and reliable information, mitigating some problems of asymmetric information (Watts, 2003a, b). On the other hand, the process of homogenising and standardising accounting information introduced by different regulatory authorities looks to establish comparability parameters in an international context for the accounting information; giving a special emphasis in improving the quality of the properties of the accounting information reported, as is the increase in the level of conservatism of the earnings (Garcı´a et al., 2008). This paper, inspired by the recent adoption of the International Financial Reporting Standards (IFRS), is precisely centred in the concept of accounting conservatism. Specifically, we will try to measure the impact that the adoption of the International Accountable Standards has had on accounting conservatism earning practices in Chilean capital markets. In another aspect, we shall try to adjust the results to the Chilean corporate system. It is noted that all implementation of the international standards respond to a series of requirements and regulatory incentives of each country. For the Chilean case, the mandatory adoption for those businesses with major stock presence in the year 2009 and for all the firms listed from the year 2010[4] answers to the interest of the financial markets to improve the comparability and quality of accounting information. This together with the peculiarities of the Chilean corporate system, involves a change in the practices of accountability conservatism, which can result in a more relevant and opportune accounting information which will allow the different participants of the market evaluate the company in a more proper manner. However, we must take into account that a legislative change per se does not guarantee quality accounting practices. As they can be found to be conditioned by the existence of inherent factors of each country such as firm ownership, the legal
protection of external investors and the applicability of laws and mechanisms of effective supervision (Ball et al., 2003). The obtained results from a sample of 95 non-financial businesses listed in the Santiago Stock Market in the 1999-2010 period, suggests the existence of a higher degree of accounting conservatism in those firms which have implemented the IFRS mandatory regulations in comparison to those whose financial statements were reported under the Generally Accepted Accounting Principles (GAAP) regulations. Although it is true that these results are found in harmony with previous literature in an international context (Barth et al., 2008; Garcı´a et al., 2008; Piot et al., 2011; Zhang, 2011), they must be taken with caution given the peculiarities of the corporate system and the Chilean institutional surrounding. In first place, Chile is an emerging economy framed in a legal surrounding which gives a lower legal protection to the external investor, there is a higher existence predominance of the banks in placing firm resources and ownership structure is highly concentrated (Lefort and Gonza´lez, 2008), this can lead for the demand of earnings conservatisms not being so important. However, it is highlighted that the Chilean corporate surrounding is characterised by a high presence of stock of family nature. This can be especially relevant if recent empirical evidence is considered, which shows that family firms present better quality information in financial statements (Ali et al., 2007; Cascino et al., 2010; Mei-Ling, 2010; Prencipe et al., 2008), which could be interpreted as a higher level of conservatism in the earnings. To carry on the study, the paper was structured in five sections. Following this introduction, Section 2 with a literature review referring to the accounting conservatism and the adoption of the IFRS is carried. This revision will lead to the formulation of the research’s hypothesis. The description of the study sample as the presentation of the variables and used methodology for the analysis are the content of Section 3; in Section 4 the results obtained will be presented and their implications will be discussed. The work finalises with the conclusions. 2. Theoretical foundation The separation between property and controlling of the actives results in having a series of agency relations derived from the asymmetrical distribution of information between intervening sides (Jensen and Meckling, 1976; Shleifer and Vishny, 1997). In general terms, in an agency relation the directives have informational advantages, not only concerning the current situation of the firm, but also on the decisions and implications that these have in creating value. Therefore, the directive will have the possibility of orienting, in function of its own earning, the recognition of earnings in the income with the objective of influencing certain contractual consequences that depend on the reported accounting information (Healy and Wahlen, 1999). As such, a need arises in providing truthful and timely information to markets with the objective of mitigating asymmetrical information and enabling the components which allow an appropriate evaluation on the firm’s performance. Among the different factors which provide information to the market, the financial statement is found, with which the company tries to offer to the market a faithful image of their patrimonial situation and of their period earnings. With no doubt, accounting conservatism is one of the most relevant characteristic in financial accounting that has had an influence in accounting practices for centuries (Basu, 1997). According to the literature, the practice of accounting conservatism can considerably mitigate some agency conflicts, decreasing the ability and incentives of
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business administration to exaggerate the reported earnings and the active nets (Watts, 2003a, b). Concisely, this literature has analysed the effects that the use of conservatism has in decreasing asymmetrical information (LaFond and Watts, 2008), cost of debt (Ahmed et al., 2002; Beatty et al., 2008; Gigler et al., 2009; Zhang, 2008), directive compensation plans (Bushman and Piotroski, 2006; Core et al., 2001) and corporate government (Garcı´a et al., 2009; LaFond and Roychowdhury, 2008; Lim, 2011). In line with these researches another study has focused in measuring the influence of the legal systems and the adoption of International Accounting Standards in conservatism practices. This literature has shown that the differences in the properties of accounting information are attributed to the differences in the institutional factors of each country, since these factors will outline the different incentives that the company directives will have to report in various ways the same economic events in the financial statements (Ball et al., 2000, 2003; Ball, 2009; Leuz, 2010; Leuz et al., 2003; Leuz and Wysocki, 2008). 2.1 Accounting conservatism There are at least two distinctive characteristics of accounting conservatism which make it interesting for its study: the asymmetric timeliness of earnings over time and the systematic understanding of the active nets (Givoly et al., 2007; Holthausen and Watts, 2001; Roychowdhury and Watts, 2007). Despite the great variety in definitions to measure the degree of conservatism offered by previous literature, this paper focused in the concept proposed by Basu (1997) – based in the asymmetric timeliness of earnings – which is widely found in the literature (Ryan, 2006). The author argues that conservatism in earnings is a temporal dilemma in where there is an asymmetric handling of the earnings and economic losses in the accounts of revenues and expenditure[5]. This definition of conservatism is based in the tendency of accounting to require a higher level of verification for the recognition of the good news in earnings in comparison with the recognition of the bad news. Also, it is noted that conservatism is the result of a temporal imbalance between the recognition and the realisation of the earnings and expenditure. In this regard, some of the research has shown that the accrual adjustment in the utilities are less persistent and more reversible than cash flow, especially when these accrual adjustments are derived from more aggressive accounting strategies (Richardson et al., 2005; Sloan, 1996; Subramanyam, 1996). Consequently, in the long term the accounting earnings will have to converge to the true economic performance of the company (Zhang, 2008). In this way, an early recognition of the bad news in the accounting earnings generates higher quality accounting information compared to other more aggressive strategies, since the opportunistic recognition of losses can have negative contractual consequences, in a more transitory[6] form (Ball and Shivakumar, 2006; Defond, 2010; Watts, 2003b). 2.2 Adoption of the IFRS regulations in Chile and accounting conservatism In these last years, the International Accounting Standard Board (IASB) and the Financial Accounting Standards Board (FASB) have established a convergence[7] plan which as a result created a common conceptual framework with the objective to improve the accounting standards and to be used “globally” in capital markets (International Accounting Standard Board (IASB), 2008)[8]. Currently the agreed objective in the last revision of The Conceptual Framework for Financial
Reporting 2011 is that the information found in financial statements must “deliver financial information about the reporting entity that is useful to existing and potential investors, lenders and other creditors in making decisions about proving resources to the entity” (International Accounting Standard Board (IASB), 2011, p. 1). According to this new conceptual framework, for this decision to be useful to a large number of users, it must fulfil with a series of qualitative characteristics, of which from a fundamental perspective these are the characteristics of relevance and faithful representation. From an improving characteristics perspective, the information must be comparable, timeliness, verifiable and understandable. In this respect, it is not surprising that a primordial objective of implementing the international regulations is improving the comparability in accounting information, which constitutes a basic requirement to improve the distribution of earnings between competitors and the efficiency of internal financial markets. As such, it is expected that the changes in the regulations will bring the accounting information given by firms from countries were the accounting tradition diverges from the Anglo-Saxon model (as for the case of Chile) closer to the ones given by systems belonging to Anglo-Saxon countries, and will also bring some properties of the accounting earnings like conservatism. Although the adoption of the IFRS regulations answers to an harmonisation and convergence (Leuz and Wysocki, 2008) process, the empirical evidence regarding the effect that it has on accounting conservatism practices has not been conclusive. In one respect, recent research has shown that the implementation of the IFRS regulations has driven to an improvement in the trust towards firms, the properties of the accounting information and the transparency of the capital markets (Barth et al., 2008; Garcı´a et al., 2008; Zhang, 2011). For example, Barth et al. (2008), in analysing a group of European firms which have adopted the international regulations voluntarily, found that this adoption has brought with itself a higher degree of conservatism, Zhang (2011) exposes a similar results for a group of New Zealand firms. From their behalf, Garcı´a et al. (2008) found a higher level of conservatism for those firms which have reported their financial statments with the IFRS regulations in comparison with those non-European firms, emphasising the effect of belonging to countries with a higher level of enforcement. On the other hand, research as the ones of Kabir et al. (2010) have not found a significant postive relation on the effect of the adoption of the IFRS regulations on the quality earnings and the conservatism practices in a sample of New Zealand firms. At the same time, studies as the Piot et al. (2011), for a sample of European firms, find that the adoption of IFRS regulations reduce the accounting conservatism practices. This controversy shown by the evidence in part highlights the fact that all implementation of accounting regulations does necessarily bring an improvement in the accounting information quality per se, contrarily it comes with the “institutional complementarities” and corporate of each country (Garcı´a et al., 2008; Leuz, 2010), such as the characteristics related to the accounting profession and quality of the audits, the laws and their applicability, the culture, among others (Ball et al., 2003; Ball, 2009; Bushman and Piotroski, 2006; Piot et al., 2011; Skinner, 2008). For the Chilean case it is important to highlight that given the peculiarities of the corporate system, the asymmetric recognition in the good and bad news in the accounting earnings can result to be less relevant. Chile is an emerging economy with a legal tradition framed within the code law, its corporate system presents a high concentration of firm property and a clear orientation towards banks, where the banks
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have a protagonist role in comparison to the capital markets[9] (Ferna´ndez, 2005, 2006). These characteristics, in addition with a lesser applicability of the laws and legal protection to the external investor, promote the development of banking systems, giving to this type of creditor a higher legal protection. These creditors generally posses information sources different from financial statements and also the capacity and resources to make a more complete follow up of firms (Chemmanur and Fulghieri, 1994; Johnson, 1997). Consequently, the demand for conservatism in the earnings is less in this type of countries given that such investors tend to demand a higher degree of conservatism in matters related with an evaluation of the actives (Beaver and Ryan, 2005; Kothari et al., 2010; Pope and Walker, 1999). This and other matters such as the demand of earning management practices also contribute to a lesser predominance of conservatism practices in accounting earnings (Ball et al., 2000). However, although the peculiarities of the Chilean corporate system can potentially attenuate the effect of the implementation of the IFRS regulations on conservatism practices in Chile, it is highlighted that although there is a lower relative importance of stock markets, these last years they have become more relevant[10]. In this regard, a higher presence of minor shareholders and the role they have in the pension fund administrators as institutional investors, added with the regulatory efforts to strengthen the corporate government (Lefort and Gonza´lez, 2008), put into evidence a growing concern in insuring the quality of financial information and its comparability. Given such arguments, the following research hypothesis is proposed: H1. The adoption of IFRS is positively associated with the degree of accounting conservatism in the Chilean capital market. In relation to the implementation of the international regulations, the listed firms could opt for two alternatives for presenting the financial statements: first, the Full IFRS option which established that the reporting of the annual and financial trimester statements of 2009 will have to have comparable values with the year 2008, applying the IFRS regulations entirely; and second, the Proforma option which establishes to continue with the Chilean GAAP in 2008 and 2009, but an attached document with the financial statement under the IFRS regulations only for the year 2009 must be presented. The option began to be mandatory in the year 2009 for listed firms whose stock market presence was higher than 25 per cent and voluntary for the rest of the listed firms. In the year 2010, the option began to be mandatory for all listed firms where the financial statements of 2010 should have been comparable with 2009 with the complete application of the IFRS regulations. 3. Sample methodology and variables 3.1 Sample The sample used for the current analysis has been obtained through the Economatica database and it is formed by 822 observations belonging to 95 non-financial firms listed in the Santiago Stock Exchange during the period 1999-2010, belonging to 12 industrial[11] sectors: agricultural (25), nutritional (92), commerce (77), real estate (45), cement and construction (52), transport and communication (45), textile and wood (46), energy and chemistry (143), mining and steel (47), metal mechanic (47), services (169) and fishery (34). It is noted, that of the total observations corresponding to the study period, 107 observations correspond to the financial statements which have implemented the
Full IFRS[12] option. In the year 2009, 31 of the 67 companies of this sample divulged their financial statements with the IFRS regulations and in the year 2010, 76 companies divulged with aforementioned regulations, representing all the firms of the sample for that year. Table I shows the yearly distributions and the applied accounting regulations.
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3.2 Methodology and variables In accordance with the previous literature, we have used the model suggested by Basu (1997), which measures the asymmetrical timeliness of earnings to measure accounting conservatism. With this focus, the earnings capture the “bad news” quicker than the “good news” due to the existence of an asymmetry of the verification standards of the losses and profits. Specifically, this model uses the annual stock returns as a proxy measure of the good and bad news. This is based in the intuition that stock prices incorporate in a opportune manner all the information that arrives from the market from different information sources (including the reported earnings), and therefore price changes is the measure that collects all the news during a period. In this way, to compare the differences in earnings conservatism, the Basu (1997) regression is estimated for two subsamples: those firms which have reported their financial statements under the Chilean PCGA and those firms which have reported their financial statements under the IFRS regulations. Such cross-sectional estimations are proposed in Equation (1):
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Xt ¼ b0 þ b1 DRt þ b2 Rt þ b3 DRt Rt þ mt
ð1Þ
where Xt are the stock returns divided by the stock price at the beginning of the period, Rt represents the annual returns of the stock prices and DRt is a dummy variable which takes the value of 1 when the annual return of the stock prices is negative (bad news), and 0 for the opposite case (positive returns of good news). The DRt coefficient captures the sensitivity of earnings to the bad news, or in other words the level of asymmetric timeliness of earnings (or conservatism) and it is expected for it to be positive and significant, like the level of global conservatism measured by the sum of the b2 and b3 coefficients.
Year
Chilean PCGA
1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
64 70 67 65 56 60 74 76 74 73 36 –
Applied accounting regulations Full IFRS mandatory option – – – – – – – – – – 31 76
Table I. Sample description
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Similarly, to analyse if significant differences exist between firms which implemented the IFRS regulations and the Chilean PCGA regulations, in Equation (2), Equation (1) has been modified by including the dummy variable IFRS as an interaction variable. The variable IFRS takes the value of 1 when the firms have implemented the IFRS regulations and 0 when the applied regulation is the Chilean PCGA. Equation (2) has been estimated for the complete sample and is expressed in the following manner: Xt ¼ b0 þ b1 DRt þ b2 Rt þ b3 DRt Rt þ b4 IFRSt þ b5 DRt IFRSt þ b6 Rt IFRSt þ b7 Rt DRt IFRSt þ mt
ð2Þ
From Equation (2), it is wanted to observe the difference in conservatism between firms which have adopted the IFRS and the PCGA regulations. In particular, it is expected that the b3 coefficient, as in Equation (1), to be positive and statistically significant and the b7 coefficient to be positive. This is the total conservatism (b3 þ b7) of the IFRS firms and it should be higher than the PCGA firms, since we expect that the adoption of the international regulations will bring with it an increase in the conservatism level. It is to be noted, that in Equations (1) and (2) a set of dichotomous sectorial and temporal variables were included as controls. To control for the existence of problems with multicollinearity, the variance inflator factor (VIF) has been used for each regression Equations (1) and (2), in which, according to previous literature, the values of the VIF should be o2 to confirm that collinearity is not a problem which could lead to biased results (Belsley et al., 2004; Kutner et al., 2005). Also to measure the joint significance of the sum of the coefficients (b2 þ b3) in Equation (1) and the sum of the coefficients (b3 þ b7) in Equation (2) the t-test of lineal restrictions has been used. To obtain robust results, we have estimated Equation (2) with the panel data methodology. This methodology allows to control of unobservable heterogeneity due to endogeneity problems, giving estimates a higher efficiency in comparison to other estimation methods (Alonso-Borrego and Arellano, 1999; Arellano, 2003; Baltagi, 1995). In essence, to control for issues of endogeneity we used all the independent variables with delays of two, three and four years as tools in differences for the equation in levels, since we used GMM system estimator developed by Blundell and Bond (1998) and Bond (2002). With this method, the consistency of the estimates critically depend on the absence of serial autocorrelation of second order in the residuals and the validity of the instruments (Arellano and Bond, 1991). Consequently, a statistical test for absence of serial autocorrelation of second order was done in the estimates nominated as Auto(2). To prove the validity of the instruments the Hansen test overidentifying restrictions was used, with the null hypothesis being the absence of correlation between the instruments and the error term. For each estimation the Wald, z1 and z2 statistics will be presented, with the objective of measuring the overall significance of the estimated coefficients and the annual and sectorial dummies, respectively. 4. Results 4.1 Descriptive analysis Table II shows the main descriptive statistics of the variables used to corroborate the hypothesis. In panel A the variables for the total of the sample are presented while for panel B the descriptive statistics are shown for the subsamples of firms which have implemented the IFRS and PCGA.
Variables Panel A: descriptive total sample EPS PRICE X R DR Total observation 822
Mean 19.51 1,109.6 0.079 0.198 0.362
SD 26.17 1,649.3 0.093 0.487 0.481
Minimum
Maximum
47.81 32 0.269 0.813 0
98.57 8,937 0.510 3.530 1
Mean (standard deviation) PCGA IFRS Panel B: descriptive according to accounting regulation EPS 18.65 (25.73) 25.90 (28.60) PRICE 1,080.8 (1,601.3) 1,301.6 (1,937.5) X 0.076 (0.092) 0.098 (0.095) R 0.172 (0.490) 0.370 (0.432) DR 0.390 (0.488) 0.177 (0.383) Total observation 715 107
When analysing the descriptive statistics for the variables of the complete sample (panel A), it is shown that the stock earning mean is positive with a value of 19.51. Now, when looking at the same variables for panel B it is observed that the stock earning mean in firms that reported their financial statements with the PCGA is of 18.65, a lower mean than the one obtained from firms which adopted the IFRS regulations (25.90). Taking into account the sample’s nature (the length of the analysis period and the comparison of two regulations in different time periods) and not considering the possible effects that the existence of economic cycles and the dynamics of the industry might have, it is possible to argue that this difference is mostly explained by the sample size differences between IFRS and PCGA firms and that the adoption of IFRS facilitates the measuring of actives and passives to a reasonable value and so recognising losses or earnings which was not possible under the PCGA regulations. However, it must be taken into account that the application of the fair value can be related with its effect in consideration of its own funds, since the regulations stipulate that the result of the period is influenced by the item where the changes of reasonable values go to the result and the increase of the value to the asset. For example, the International Accounting Standards No. 16 points out that the deterioration of the value goes to the result and its increase to the assets. Moreover, the International Accounting Standards No. 39 indicates that the variations in values in classified investments such as the business portfolio go to the results. 4.2 Explanatory analysis Table III shows the results for the estimations of Equation (1), where it is compared in an explanatory way, the asymmetrical timeliness earning coefficients between the subsamples of local PCGA and IFRS firms. In this table, columns (1)-(3) correspond to the estimations of Equation (1) done for the subsamples of firms which applied the Chilean PCGA regulations and columns (4)-(6) correspond to the estimations of Equation (1) for the subsample of firms which applied the IFRS[13] regulations. As observed in Table III, the obtained results show that in average there is an existence in the Chilean market of conservatism in earnings for IFRS and PCGA firms. As it can be seen in all Table II columns, b3 is positive and statistically significant,
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Table II. Descriptive statistics
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(1) DR
b1
R
b2
R DR
b3
Constant
b0
Temporal effect Sectorial effect Observations t1 b2 þ b3 Adjusted R2 F-statistics VIF
Table III. Accounting conservatism pre- and post-IFRS
PCGA (2)
(3)
(4)
IFRS (5)
(6)
0.001 0.001 0.001 0.084** 0.086** 0.075* (0.15) (0.11) (0.12) (2.33) (2.36) (1.90) 0.064*** 0.066*** 0.066*** 0.104*** 0.106*** 0.113*** (7.47) (7.45) (7.32) (4.72) (4.69) (4.37) 0.078*** 0.108*** 0.106*** 0.569** 0.572*** 0.5084* (2.66) (3.42) (3.25) (2.06) (2.06) (1.71) 0.073*** 0.078*** 0.077*** 0.054*** 0.051*** 0.044*** (13.43) (6.83) (4.06) (3.96) (3.20) (3.11) No Yes Yes No Yes Yes No No Yes No No Yes 715 715 715 107 107 107 5.07*** 5.73*** 5.55*** 2.35** 2.46** 2.09** 0.1900 0.1940 0.1898 0.2058 0.1995 0.2048 56.83*** 14.22*** 7.97*** 10.16*** 7.60*** 5.82*** 1.88 1.79 1.96 1.74 1.90 1.98
Note: Estimated coefficients (t-statistics) of the cross-sectional estimation of Equation (1) for the subsamples of firms which have reported their financial statements with the local PCGA regulations and IFRS. AVIF test was conducted to ascertain the existence of multicollinearity. t1 represents the test of restrictions of the sum of the coefficients b2 and b3, under the null hypothesis of no significance of the sum of the coefficients; ***significant level for a contrast of two tails lower than 1 per cent, **inferior to 5 per cent and *inferior to 10 per cent
which indicates that the accounting earnings are more sensible to the bad news, or in other words, that there is an asymmetrical timeliness earnings. These results are corroborated when analysing the significance of the summed coefficients b2 and b3; the t1 test of lineal restrictions is positive and statistically significant for all the columns, which confirms the existence of global conservatism. Although conservatism exists in both regulations, it is more evident in those firms which have reported their financial statements with the IFRS regulations. Now if the group of PCGA columns ((1)-(3)) is compared with the group of IFRS columns ((4)-(6)) in Table III it can be observed, in a proximate form, that the asymmetrical timeliness earning coefficient b3, is higher than those firms that have reported their financial statements under the IFRS regulations. As such, the sum of the b2 and b3 coefficients which measure the global conservatism, are considerably higher for firms which have applied the IFRS regulations. For example, if we compare columns (3) and (6) of Table II, it can be observed that the sum of the coefficients (b2 þ b3) comes to 0.172 and 0.621, respectively, which would indicate a higher sensitivity to the bad news in accounting results in IFRS firms. However, it has to be taken into account that although the t1 test of significance of the coefficients sum are more significant for PCGA firms, these tests are also significant for IFRS firms, which in a preliminary way can infer the existence of a higher degree of conservatism for firms which have applied the IFRS in comparison with PCGA firms. Although it is true that IFRS firms show a more marked degree of conservatism, the objective of this paper is to analyse the existence of significant differences in the degree of conservatism for both regulations. For this purpose, in all the columns that have the estimations of Equation (2) is where the significant differences are attempted to be measured with the inclusion of the interaction variable IFRS. The columns (1)-(3)
have been estimated through the ordinary least squares and they differ by introducing the control variables which try to capture the temporal and sectorial effects. In a similar way, the columns (4) and (5) have been estimated by using the methodology of panel data (systems estimator) and they differ with the introduction of sectorial and temporal control variables. In this regards, the results shown in all of the columns of Table IV have supported the proposed hypothesis, which establishes that the adoption of International Accounting Standard regulations bring an improvement in accounting conservatism levels in Chilean capital markets. As it can observed in all the columns of Table IV, the b3 coefficient is positive and statistically significant, which indicates that independent of the applied regulation, the Chilean market in general terms is conservative. Consequently, if the incidence of the international regulation is analysed, it is possible to observe that the b7 coefficient is positive with a significance level of 10 per cent, which to an extent would indicate that accounting conservatism practices are strengthened if the IFRS regulations is applied in favour of the Chilean PCGA regulations. Additionally, the t1 test of lineal restrictions shows that the sum of b3 and b7 coefficients is positve and statistically significant and therefore the net effect given by the asymmetric timeliness earnings is more sensible in firms which have applied the IFRS regulations. These results confirm the fact that the accounting utilities are more conservative in those firms which have reported their financial statements under the IFRS regulations. To establish the presence of multicollinearity issues, we applied the VIF test for each of the estimated regressions in Tables II and III. The VIF estimated coefficients are o2, which confirmed that collinearity issues are not present in the estimation results. Finally, for columns (4) and (5) in Table III, where Equation (2) was estimated through the panel data methodology (system estimations), a Hansen test over identifying restrictions is shown. This test allows us to accept the null hypothesis of the validity of the methods used in these estimations. Also the Auto(2) tests suggest the non-existence of second-order serial autocorrelation. Consequently, the present results are not biased by choosing a non-correct method for serial autocorrelation. 5. Conclusions and recommendations In these last years we have observed a growing concern in strengthening the quality of the financial information for it to be relevant and opportune in the decision-making process, performance evaluation, and to allow the support of matters related to firm governance. This movement, common to Chile and many other surrounding countries, has had as one of their main priority lines of action the improvement of the informative transparency of financial markets. This restlessness has been channelled by different measures from behalf of the Chilean regulatory authorities, highlighting among them the introduction of IFRS. As a result of this process special importance is given, within an international convergence plan which is still in a joined developing process between the IASB and FASB (International Accounting Standard Board (IASB), 2010), to accounting information characteristics to make this information more comparable, relevant, reliable and understandable. In this regard, the literature indicates that a fundamental characteristic for accounting information to be of quality and useful for the investor, is the accounting conservatism acknowledged as a quicker recognition of the bad news in the accounted earnings (Garcı´a et al., 2008).
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Dependent variable DR
b1
R
b2
R DR
b3
IFRS
b4
DR IFRS
b5
R IFRS
b6
R DR IFRS
b7
CONSTANT
b0
Temporal effect Sectional effect Observations t1 Adjusted R2 F-statistics Auto(2) z1 z2 Hansen test VIF
b3 þ b7
(1)
Cross-section (2)
(3)
0.001 (0.11) 0.066*** (7.43) 0.108*** (3.41) 0.005 (0.26) 0.087** (2.35) 0.040* (1.67) 0.49* (1.79) 0.073*** (13.40) No No 822 2.09** 0.1962 29.63*** – – –
0.001 (0.11) 0.066*** (7.43) 0.108*** (3.41) 0.005 (0.26) 0.087** (2.35) 0.040* (1.67) 0.464* (1.67) 0.078*** (6.81) Yes No 822 2.10** 0.1988 12.32*** – – –
0.001 (0.20) 0.067*** (7.39) 0.102*** (3.13) 0.006 (0.30) 0.090** (2.39) 0.041* (1.72) 0.464* (1.68) 0.076*** (4.15) Yes Yes 822 2.06** 0.1956 7.88*** – – –
1.78
1.81
1.83
System estimators (GMM) (4) (5) 0.01*** (3.32) 0.083*** (17.19) 0.174*** (15.23) 0.109*** (9.15) 0.007 (0.56) 0.071*** (6.98) 0.434*** (2.80) 0.016* (1.69) Yes No 822 4.03*** – – 0.45 86.54 (18)*** 44.66 (11)*** 81.42 (90) 1.81
0.02*** (3.29) 0.087*** (12.52) 0.128*** (4.97) 0.173*** (5.86) 0.041** (2.44) 0.115*** (5.87) 0.353* (1.71) 0.039*** (1.84) Yes Yes 822 2.09** – – 0.56 59.91 (29) *** 65.21 (22)*** 63.75 (79) 1.83
Notes: Estimated coefficients (t-statistics) of Equation (2) for the total sample by the cross-sectional estimations and the generalised methods of the moments (system estimation). VIF test was done to ascertain the existence of multicollinearity. t1 represents test of lineal restriction of the coefficient sum b3 and b7, under the null hypothesis of no significance of the sum of the coefficients. Finally, z1 and z2 are the Wald tests of joint significance of the reported coefficients and of the dichotomy temporalsectorial variables, respectively, distributed asymptotically with a w2 under the null hypothesis of nonsignificance (degrees of freedom). The Hansen test represents the test of overidentification of Table IV. Incidence of the adoption restrictions, asymptotically distributed with w2 under the null hypothesis of absence of correlation of the IFRS regulations in between the instruments and the error term (degrees of freedom); ***significance level of accounting conservatism corroboration of two tails inferior to 1 per cent, **inferior to 5 per cent, *inferior to 10 per cent
This paper specifically focused on the impact of the introduction of IFRS regulations has in conservatism levels. We believe, that although only a couple of years have passed, the moment has arrived to evaluate the effect that the regulation changes have had and up to where the objectives have been achieved in improving the accounting information properties. Starting with a sample of 95 non-financial firms listed in the Santiago Stock Market, our results support our stipulated research hypothesis: adoption of IFRS leads to a significant increase in conservatism practices of earnings in the Chilean market. Specifically, at least two explanations exist which support the given results. First, a proposed argument is related with the effect of penalisation in the title values by bad economic news not included in the accounting information. In this
regard, the recent financial scandals, as the La Polar case, have shown how accounting practices not very conservative drive to an unequivocal penalisation, from behalf of the market, to accounting information which did not incorporate the economic losses in the accounting result. So, accounting conservatism allows us to understand the rationale and aversion to the risk in decision making, as its possible effects in the market. For the specific case of the introduction of IFSR regulations, these allow in general terms, to have available a higher diversity of measuring and evaluations methods which affect the recognition and the measurements of financial statement elements and accounting earnings. This despite giving a higher level of subjectivity and uncertainty to the earnings estimates, might have desired results in the recognition of the bad news since if not done the market will penalise firms more severely. On the other hand, the peculiarities of the corporate system and the institutional surrounding provide a second line of argument. A natural reaction to a lesser degree of legal protection to the external investor is the market concentration of ownership, the emergence of economic groups and a dominance of shareholders of a family nature. In this regard, the recent literature shows that family firms give higher quality information regarding their earnings compared to other firms, and therefore, can report more conservative financial statements (Ali et al., 2007). Therefore suggesting that implementing the international regulations within this context, will make available to the directives a higher number of tools to identify in an more opportune way the possible economic losses in the earnings, since this type of controlling shareholder has a higher ability, knowledge and understanding on the economic condition of the firm and the accounting numbers reported. Finally, it is highlighted that the possible extensions of this work are varied. According to the previous literature (Bona-Sa´nchez et al., 2012; Garcı´a et al., 2007; JaraBertin and Lo´pez, 2007; Koh, 2007; Li, 2010; Mei-Ling, 2010), it is especially interesting to deepen the subject related to corporate government, like the characteristic of the administration board, the nature of the main shareholder, the existence of a last proprietor and the separation of the vote rights and cash flow. Also, a higher identification of factors linked with the audit function, such as size and contract time in the client firm, could also bring interesting interpretative clues. 6. Introduccio´n Sin lugar a dudas la creciente preocupacio´n por la eficiencia de los mercados[14], tanto en el a´mbito acade´mico como entre profesionales y autoridades reguladoras, viene motivada por los mu´ltiples esca´ndalos financieros en los u´ltimos an˜os[15] y se ha enfocado en co´mo fortalecer este aspecto vı´a el mejoramiento de la transparencia de la informacio´n divulgada por las empresas. En particular, las autoridades reguladoras han tomado conciencia acerca del papel que cumple la informacio´n financiera y han promulgado una serie de reformas a los sistemas financieros, incluyendo aquellas relacionadas con el gobierno corporativo, con las normativas contables y con la funcio´n de auditorı´a (Baxter y Cotter, 2009; Klapper y Love, 2004; Kothari et al., 2010). Entre las distintas fuentes de informacio´n se encuentra aquella contenida en los estados financieros y, en especial, en las utilidades contables, la cual resulta relevante dadas sus implicaciones en la medicio´n del desempen˜o y en la valoracio´n de las empresas (Kothari, 2001; Kothari et al., 2005). En este sentido, las propiedades de las utilidades contables resultan un factor clave en el proceso de toma de decisiones. El grado de conservadurismo de las utilidades contables, entendido como la tendencia a reconocer asime´tricamente las buenas y malas noticias econo´micas en las utilidades
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contables a trave´s del tiempo (Givoly et al., 2007; Roychowdhury y Watts, 2007), puede ser un factor relevante al momento de velar por informacio´n oportuna y fidedigna, atenuando ciertos problemas de informacio´n asime´trica (Watts, 2003a, b). Por otra parte, el proceso de homogeneizacio´n y estandarizacio´n de la informacio´n contable introducido por las distintas autoridades reguladoras en un contexto internacional busca establecer para´metros de comparabilidad de la informacio´n contable, poniendo especial e´nfasis en el mejoramiento de la calidad de las propiedades de la informacio´n contable emitida, como lo es un incremento en el nivel de conservadurismo de las utilidades (Garcı´a et al., 2008). Este artı´culo, inspirado por la reciente adopcio´n de las normas internacionales de informacio´n financiera (NIIF o IFRS, por su sigla en ingle´s), se centra precisamente en la nocio´n de conservadurismo contable. Especı´ficamente, intentaremos medir el impacto que ha tenido la adopcio´n de la normativa contable internacional sobre las pra´cticas de conservadurismo contable de las utilidades en el mercado de capitales chileno. Por otro lado, intentaremos adecuar los resultados al sistema corporativo chileno. Cabe destacar que toda implementacio´n de normas internacionales (IFRS) responde a una serie de requerimientos e incentivos regulatorios de cada paı´s. En el caso de Chile, la adopcio´n obligatoria para aquellas empresas con mayor presencia bursa´til el an˜o 2009 y para todas las empresas listadas a partir del an˜o 2010[16] responde al intere´s de los mercados financieros de mejorar la comparabilidad y calidad de la informacio´n contable. Esto, junto con las peculiaridades del sistema corporativo chileno, supone un cambio en las pra´cticas de conservadurismo contable, lo que puede tener como resultado informacio´n contable ma´s relevante y oportuna que permitirı´a a los distintos participantes del mercado valorar de manera ma´s adecuada la empresa. No obstante, debemos tener presente que un cambio normativo per se no garantiza pra´cticas contables de calidad, puesto que estas se pueden encontrar condicionadas a la existencia de factores propios de cada paı´s como la propiedad de las empresas, la proteccio´n legal al inversor externo, y la aplicabilidad de las leyes y mecanismos de supervisio´n adecuados (Ball et al., 2003). Para una muestra formada por 95 empresas no financieras cotizadas en la Bolsa de Comercio de Santiago durante el perı´odo 1999-2010, los resultados sugieren la existencia de un mayor grado de conservadurismo contable en aquellas empresas que han implementado la normativa IFRS obligatoria en comparacio´n con aquellas cuyos estados financieros fueron divulgados bajo la normativa de los Principios de Contabilidad Generalmente Aceptados (PCGA). Si bien es cierto que estos resultados se encuentran en consonancia con la literatura previa en un contexto internacional (Barth et al., 2008; Garcı´a et al., 2008; Piot et al., 2011; Zhang, 2011), deben ser tomados con precaucio´n dadas las peculiaridades del sistema corporativo y entorno institucional chileno. En primer lugar, Chile es una economı´a emergente enmarcada en un entorno legal que brinda una menor proteccio´n legal al inversor externo, existe una mayor predominancia de la banca en la colocacio´n de recursos en las empresas y las estructuras de propiedad esta´n altamente concentradas (Lefort y Gonza´lez, 2008), lo que puede conducir a que la demanda por conservadurismo de las utilidades no resulte tan importante (Ball et al., 2000). No obstante, es de destacar que el entorno corporativo chileno se caracteriza por una alta presencia de accionistas de naturaleza familiar. Esto puede resultar especialmente relevante si se considera que evidencia empı´rica reciente muestra que aquellas empresas de naturaleza familiar presentan una mayor calidad en la informacio´n contenida en los estados financieros (Ali et al., 2007; Cascino et al., 2010; Mei-Ling, 2010;
Prencipe et al., 2008), lo que podrı´a traducirse en un mayor nivel de conservadurismo de las utilidades. Para llevar a cabo el estudio, se estructuro´ el artı´culo en cinco secciones. Tras la presente introduccio´n, en la segunda de ellas realizamos un repaso a la literatura referente al conservadurismo contable y la adopcio´n de la normativa internacional IFRS. Esta revisio´n dara´ paso a la formulacio´n de la hipo´tesis de investigacio´n. La descripcio´n de la muestra objeto de estudio ası´ como la presentacio´n de las variables y metodologı´a empleada para el ana´lisis constituyen el contenido de la tercera seccio´n; en la cuarta se expondra´n los resultados conseguidos y se comentara´n algunas de sus implicaciones. El trabajo finaliza con las conclusiones alcanzadas. 7. Fundamentacio´n teo´rica La separacio´n entre la propiedad y el control de los activos conlleva la aparicio´n de una serie de relaciones de agencia derivadas del asime´trico reparto de informacio´n entre las partes intervinientes (Jensen y Meckling, 1976; Shleifer y Vishny, 1997). En te´rminos generales, en una relacio´n de agencia los directivos cuentan con ventajas informativas no solo acerca de la situacio´n actual de la empresa, sino que tambie´n sobre sus decisiones e implicaciones que tienen estas en la creacio´n de valor. Por tanto, la direccio´n tendra´ la posibilidad de orientar, en funcio´n de su propia utilidad, el reconocimiento de ingresos en las utilidades con la finalidad de incidir sobre ciertas consecuencias contractuales que dependen de la informacio´n contable divulgada (Healy y Wahlen, 1999). De esta manera, surge la necesidad de proveer de una informacio´n oportuna y veraz a los mercados con el objeto de atenuar las asimetrı´as informativas y facilitar elementos que permitan una valoracio´n adecuada del desempen˜o empresarial. Entre los distintos factores que entregan informacio´n al mercado se encuentran los estados financieros, con los cuales la empresa intenta ofrecer al mercado una imagen fiel de su situacio´n patrimonial y de sus utilidades perio´dicas. Sin lugar a dudas, el conservadurismo contable es una de las caracterı´sticas ma´s prominentes en la contabilidad financiera que ha influenciado la pra´ctica contable por siglos (Basu, 1997). De acuerdo con la literatura, las pra´cticas de conservadurismo contable pueden atenuar considerablemente algunos conflictos de agencia, reduciendo la capacidad e incentivos de la administracio´n de la empresa para exagerar las utilidades reportadas y los activos netos (Watts, 2003a, b). En concreto, esta literatura ha analizado la incidencia que tienen las pra´cticas de conservadurismo en la reduccio´n de asimetrı´as informativas (LaFond y Watts, 2008), en el costo de la deuda (Ahmed et al., 2002; Beatty et al., 2008; Gigler et al., 2009; Zhang, 2008), en los planes de compensacio´n directiva (Bushman y Piotroski, 2006; Core et al., 2001), y en el gobierno corporativo (Garcı´a et al., 2009; LaFond y Roychowdhury, 2008; Lim, 2011). En lı´nea con estas investigaciones, otro estudio se ha centrado en medir la influencia de los sistemas legales y la adopcio´n de las normas internacionales de contabilidad en las pra´cticas de conservadurismo. Esta literatura ha mostrado que las diferencias en las propiedades de la informacio´n contable son atribuibles a las diferencias en los factores institucionales de cada paı´s, puesto que dichos factores configurara´n los distintos incentivos que tenga la direccio´n de la empresa para reflejar de diversa manera los mismos eventos econo´micos en los estados financieros (Ball et al., 2000, 2003; Ball, 2009; Leuz, 2010; Leuz et al., 2003; Leuz y Wysocki, 2008).
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7.1 Conservadurismo contable Existen al menos dos rasgos distintivos del conservadurismo contable que lo hacen interesante para su estudio: el reconocimiento asime´trico de las utilidades a trave´s del tiempo y el entendimiento sistema´tico de los activos netos (Givoly et al., 2007; Holthausen y Watts, 2001; Roychowdhury y Watts, 2007). Pese a la gran variedad de definiciones que ofrece la literatura previa para medir el grado de conservadurismo, este artı´culo se centra en la nocio´n propuesta por Basu (1997) – fundada en el reconocimiento asime´trico de las utilidades –, la cual resulta ser la ma´s prominente en la literatura (Ryan, 2006). Este autor argumenta que el conservadurismo en las utilidades es una problema´tica temporal en donde existe un tratamiento asime´trico de las ganancias y pe´rdidas econo´micas en las cuentas de ingresos y gastos[17]. Tal definicio´n de conservadurismo se basa en la tendencia de los contables para requerir un mayor nivel de verificacio´n para el reconocimiento de las buenas noticias en las utilidades en comparacio´n con el reconocimiento de las malas noticias. Adema´s, es de destacar que el conservadurismo es el resultado de un desajuste temporal entre el reconocimiento y la realizacio´n de los ingresos y gastos. En este sentido, algunas investigaciones han demostrado que los ajustes por devengo en las utilidades son menos persistentes y ma´s reversibles que los cash flow, en especial cuando estos ajustes por devengo se derivan de estrategias contables ma´s agresivas (Richardson et al., 2005; Sloan, 1996; Subramanyam, 1996). En consecuencia, en el largo plazo las utilidades contables tendera´n a converger al verdadero desempen˜o econo´mico de la empresa (Zhang, 2008). De esta manera, un reconocimiento ma´s oportuno de las malas noticias en las utilidades contables genera una informacio´n contable de mayor calidad en comparacio´n con otras estrategias ma´s agresivas, puesto que el reconocimiento oportuno de pe´rdidas puede tener consecuencias contractuales negativas de una forma ma´s transitoria[18] (Ball y Shivakumar, 2006; Defond, 2010; Watts, 2003b). 7.2 Adopcio´n de la normativa IFRS en Chile y conservadurismo contable En estos u´ltimos an˜os, la Internatinal Accounting Standard Board (IASB) y la Financial Accounting Standards Board (FASB) han establecido un plan de convergencia[19] que tiene como resultado la elaboracio´n de un marco conceptual en comu´n con la finalidad de mejorar la calidad de los esta´ndares contables y ser utilizados “mundialmente” en los mercados de capitales (IASB, 2008)[20]. En la actualidad, el objetivo consensuado de la u´ltima revisio´n del The Conceptual Framework for Financial Reporting 2011 es que la informacio´n contenida en los estados financieros debe “entregar informacio´n financiera acerca de la entidad que sea u´til a inversores actuales y potenciales, prestamistas y otros acreedores en relacio´n con las decisiones de entregar recursos a la empresa” (IASB, 2011, p. 1). Segu´n este nuevo marco conceptual, para que dicha informacio´n sea u´til al amplio nu´mero de usuarios, debe cumplir con una serie de caracterı´sticas cualitativas entre las que se hallan, desde una perspectiva fundamental, aspectos como la relevancia y la representacio´n fiel[21] y, desde una perspectiva de mejoramiento de las caracterı´sticas, la informacio´n debe ser comparable, oportuna, verificable y entendible. En este sentido, no ha de sorprender que un objetivo primordial de la implementacio´n de la normativa internacional es el mejoramiento de la comparabilidad de la informacio´n contable, lo que constituye un requisito ba´sico para mejorar la distribucio´n de las rentas entre competidores y la eficiencia de los mercados financieros internos. De esta manera, cabe esperar que el cambio de normativa haga que la
informacio´n contable emitida por las empresas de paı´ses donde la tradicio´n contable diverge del modelo anglosajo´n, como es el caso de Chile, se encuentre ma´s cercana a aquella emitida en sistemas pertenecientes a paı´ses anglosajones, ası´ como algunas propiedades de las utilidades contables como el conservadurismo. Si bien la adopcio´n de la normativa IFRS responde a un proceso de armonizacio´n y convergencia (Leuz y Wysocki, 2008), la evidencia empı´rica no ha resultado ser concluyente acerca del efecto que tiene sobre las pra´cticas de conservadurismo contable. Por un lado, investigaciones recientes demuestran que la implementacio´n de la normativa IFRS ha conllevado a una mejora en la confianza de las empresas, en las propiedades de la informacio´n contable y en la transparencia de los mercados de capitales (Barth et al., 2008; Garcı´a et al., 2008; Zhang, 2011). Por ejemplo, Barth et al. (2008), al analizar un conjunto de empresas europeas que han adoptado la normativa internacional de manera voluntaria, encuentran que dicha adopcio´n ha traı´do consigo un mayor grado de conservadurismo, Zhang (2011) expone un resultado similar para un conjunto de empresas neozelandesas. Por su parte, Garcı´a et al. (2008) encuentran un mayor grado de conservadurismo para aquellas empresas que han divulgado sus estados financieros con la normativa IFRS en comparacio´n con aquellas empresas no europeas, poniendo especial e´nfasis en el efecto que puede tener la pertenencia a paı´ses que tienen un mayor nivel de enforcement. Por otro lado, investigaciones como la de Kabir et al. (2010) no han encontrado una relacio´n significativa acerca del efecto que tiene la adopcio´n de la normativa IFRS sobre la calidad de las utilidades y las pra´cticas de conservadurismo para una muestra de empresas neozelandesas. Al tiempo, estudios como el de Piot et al. (2011), para una muestra de empresas europeas, hallan que la adopcio´n de la normativa IFRS reduce las pra´cticas de conservadurismo contable. Esta controversia mostrada por la evidencia viene en parte a constatar el hecho de que toda implementacio´n de normativa contable no trae una mejora de la calidad de la informacio´n contable per se, sino que viene acompan˜ada por “complementariedades institucionales” y corporativas propias de cada paı´s (Garcı´a et al., 2008; Leuz, 2010), como caracterı´sticas relacionadas con la misma profesio´n contable y la calidad de los auditores, las leyes y su aplicabilidad, la cultura, entre otras (Ball et al., 2003; Ball, 2009; Bushman y Piotroski, 2006; Piot et al., 2011; Skinner, 2008). Sobre el caso chileno es de destacar que puede que, dadas las peculiaridades del sistema corporativo, el reconocimiento asime´trico de las buenas y malas noticias en las utilidades contables resulte menos relevante. Chile es una economı´a emergente con una tradicio´n legal enmarcada dentro de la code law, su sistema corporativo presenta una alta concentracio´n de la propiedad de las empresas y una clara orientacio´n a la banca en donde los bancos cumplen un papel protagonista en comparacio´n con los mercados de capitales[22] (Ferna´ndez, 2005, 2006). Estas caracterı´sticas, junto con una menor aplicabilidad de las leyes y proteccio´n legal al inversor externo, promueven el desarrollo de sistemas bancarios, entrega´ndole a este tipo de acreedor una mayor proteccio´n legal. Estos acreedores generalmente poseen fuentes de informacio´n distintas a los estados financieros, adema´s de la capacidad y recursos para hacer un seguimiento ma´s acabado de la empresa (Chemmanur y Fulghieri, 1994; Johnson, 1997). En consecuencia, la demanda por conservadurismo en las utilidades es menor en esta clase de paı´ses dado que dichos inversionistas tienden a demandar un mayor grado de conservadurismo en cuestiones relacionadas con la valoracio´n de activos (Beaver y Ryan, 2005; Kothari et al., 2010; Pope y Walker, 1999). Esto y otras cuestiones como la demanda de pra´cticas de earnings management tambie´n contribuyen a una menor predominancia de pra´cticas conservadoras en las utilidades contables (Ball et al., 2000).
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No obstante, si bien las peculiaridades del sistema corporativo chileno potencialmente pueden atenuar el efecto de la implementacio´n de la normativa IFRS sobre las pra´cticas de conservadurismo en Chile, cabe sen˜alar que pese a la menor importancia relativa de los mercados bursa´tiles, en los u´ltimos an˜os estos han adquirido una mayor relevancia[23]. En este sentido, la mayor presencia de accionistas minoritarios y el papel que cumplen las administradoras de fondos de pensiones como inversionistas institucionales, sumados a los esfuerzos de las autoridades reguladoras por fortalecer el gobierno corporativo (Lefort y Gonza´lez, 2008), ponen de manifiesto una creciente preocupacio´n por velar por la calidad de la informacio´n financiera y su comparabilidad. Dados estos argumentos, se puede enunciar la siguiente hipo´tesis de investigacio´n: H1. la adopcio´n de las Normas Internacionales de Contabilidad IFRS se encuentra positivamente asociada al grado de conservadurismo contable en el mercado de capitales chileno. En lo relativo a la implementacio´n de la normativa internacional, las empresas listadas podı´an optar por dos alternativas de presentacio´n de los estados financieros: a) la opcio´n Full IFRS que establece que la presentacio´n de los estados financieros trimestrales y anuales del 2009 debera´n tener cifras comparativas con el an˜o 2008, aplicando ´ıntegramente la norma IFRS, y b) la opcio´n Proforma que establece continuar con los Generally acepted accounting principle GAAP chilenos en 2008 y 2009, pero en un documento adjunto se debe presentar un estado financiero bajo la norma IFRS solo para el an˜o 2009. La opcio´n a era obligatoria en el an˜o 2009 para empresas cotizadas cuya presencia bursa´til es superior al 25% y voluntaria para el resto de las empresas listadas. En el an˜o 2010, la opcio´n a paso´ a ser obligatoria para todas las empresas cotizadas, en donde los estados financieros del 2010 debieron ser comparativos con el 2009 con la aplicacio´n ´ıntegra de la norma IFRS. 8. Muestra, metodologı´a y variables 8.1 Muestra La muestra empleada para el presente ana´lisis ha sido obtenida a trave´s de la base de datos Economatica y se encuentra formada por 822 observaciones pertenecientes a 95 empresas no financieras cotizadas en la Bolsa de Comercio de Santiago durante el perı´odo 1999-2010, las cuales pertenecen a doce sectores industriales[24]: agricultura (25), alimentacio´n (92), comercio (77), inmobiliario (45), cemento y construccio´n (52), transporte y comunicacio´n (45), textil madera (46), energı´a y quı´mica (143), minerı´a siderurgia (47), metal meca´nica (47), servicios (169) y pesca (34). Cabe destacar, que del total de observaciones correspondiente al perı´odo de estudio, 107 observaciones corresponde a estados financieros que han implementado la opcio´n Full IFRS[25]. El an˜o 2009, 31 de 67 empresas de esta muestra divulgaron sus estados financieros con la normativa IFRS y el an˜o 2010 divulgaron 76 empresas con dicha normativa, representando la totalidad de las empresas de la muestra para ese an˜o. En el Cuadro 1 se ilustra la distribucio´n por an˜o y normativa contable aplicada. 8.2 Metodologı´a y variables En consonancia con la literatura previa, hemos empleado el modelo propuesto por Basu (1997), que mide el reconocimiento asime´trico de las utilidades como medida del conservadurismo contable. Con este enfoque, las utilidades capturan las “malas
An˜o
PCGA chileno
1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
64 70 67 65 56 60 74 76 74 73 36 –
Normativa contable aplicada Opcio´n Full IFRS obligatoria – – – – – – – – – – 31 76
19
Cuadro 1. Descripcio´n de la muestra
noticias” ma´s ra´pidamente que las “buenas noticias” porque existe una asimetrı´a en los esta´ndares de verificacio´n de las pe´rdidas y ganancias. Especı´ficamente, este modelo emplea las rentabilidades anuales de las acciones como medida proxy de las buenas y malas noticias. Esto se sustenta en la intuicio´n de que los precios de las acciones incorporan de manera oportuna toda la informacio´n que llega al mercado desde las mu´ltiples fuentes informativas (incluyendo las utilidades reportadas), por lo que los cambios en los precios son una medida que captura todas las noticias durante un perı´odo. De esta forma, para contrastar diferencias en el conservadurismo de las utilidades, se estima la regresio´n de Basu (1997) para dos submuestras: aquellas empresas que han divulgado sus estados financieros bajo los PCGA chilenos y aquellas empresas que han divulgados sus estados financieros con la normativa IFRS. Dicha estimacio´n de seccio´n cruzada se propone en la ecuacio´n (1): Xt ¼ b0 þ b1 DRt þ b2 Rt þ b3 DRt Rt þ mt
ð1Þ
Donde Xt son las utilidades por accio´n dividida por el precio de la accio´n al comienzo del perı´odo, Rt representa la rentabilidad anual de los precios de las acciones y DRt es una variable dummy que toma el valor 1 cuando la rentabilidad anual de los precios de las acciones es negativa (malas noticias), y cero en otro caso (retornos positivos o buenas noticias). El coeficiente b3 captura la sensibilidad de las utilidades a las malas noticias o, en otras palabras, el nivel de reconocimiento asime´trico de las utilidades (o conservadurismo) y es de esperar que este sea positivo y significativo, ası´ como tambie´n el nivel de conservadurismo global medido por la suma de los coeficientes b2 y b3. De un modo ana´logo, para analizar si existen diferencias significativas a trave´s de las empresas que implementaron la normativa IFRS y la normativa PCGA chilena, en la ecuacio´n (2) se ha modificado la ecuacio´n (1) incluyendo la variable dummy IFRS como una variable interactuada. La variable IFRS toma el valor 1 cuando las empresas han implementado la normativa IFRS, y cero cuando la normativa aplicada es PCGA chilena. La ecuacio´n (2) ha sido estimada para toda la muestra y se expresa de la siguiente manera: Xt ¼ b0 þ b1 DRt þ b2 Rt þ b3 DRt Rt þ b4 IFRSt þ b5 DRt IFRSt þ b6 Rt IFRSt þ b7 Rt DRt IFRSt þ mt
Mandatory IFRS adoption
ð2Þ
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De la ecuacio´n (2) se desea observar diferencias en el conservadurismo entre empresas que han adoptado la normativa IFRS y PCGA. En particular, se espera que el coeficiente b3, al igual que en la ecuacio´n (1), sea positivo y estadı´sticamente significativo y que el coeficiente b7 sea positivo. Esto es, el conservadurismo total (b3 þ b7) de las empresas IFRS deberı´a ser mayor que para las empresas PCGA, puesto que esperamos que la adopcio´n de la normativa internacional traiga consigo un aumento en el nivel de conservadurismo. Es de destacar, que en las ecuaciones (1) y (2) se ha incluido como control un conjunto de variables dicoto´micas sectoriales y temporales. Para contrastar la existencia de problemas de multicolinealidad, se ha aplicado la prueba Variance Inflator Factor (VIF) para cada regresio´n de las ecuaciones (1) y (2) en donde, de acuerdo con la literatura previa, los valores del factor VIF deben ser menores que 2 para confirmar que la colinealidad no es un problema que desvirtu´e los resultados (Belsley et al., 2004; Kutner et al., 2005). Adema´s, para medir la significacio´n conjunta de la suma de los coeficientes (b2 þ b3) en la ecuacio´n (1) y la suma de los coeficientes (b3 þ b7) en la ecuacio´n (2), se ha aplicado la prueba t de restricciones lineales. Para dar ma´s robustez a los resultados, hemos estimado la ecuacio´n (2) por medio de la metodologı´a de datos de panel. Esta metodologı´a permite controlar la heterogeneidad inobservable por problemas de endogeneidad, proporcionando estimadores con una eficiencia superior a otros me´todos de estimacio´n (AlonsoBorrego y Arellano, 1999; Arellano, 2003; Baltagi, 1995). En concreto, para tratar los problemas de endogeneidad hemos utilizado todas las variables independientes con retardos de dos, tres y cuatro an˜os como instrumentos en diferencias para las ecuaciones en niveles, puesto que hemos empleado el estimador de sistemas GMM desarrollado por Blundell y Bond (1998) y Bond (2002). Con este me´todo, la consistencia de los estimadores depende crı´ticamente de la ausencia de autocorrelacio´n serial de segundo orden de los residuos y de la validez de los instrumentos (Arellano y Bond, 1991). En consecuencia, en las estimaciones calculamos una prueba estadı´stica de ausencia de autocorrelacio´n serial de segundo orden que se denominara´ Auto (2). Para probar la validez de los instrumentos se ha utilizado la prueba de Hansen de sobreidentificacio´n de restricciones, bajo la hipo´tesis nula de ausencia de correlacio´n entre los instrumentos y el te´rmino de error. Para cada estimacio´n tambie´n se presentaran los estadı´sticos de Wald, z1 y z2, con el fin de medir la significacio´n conjunta de los coeficientes estimados y de las variables dummy anuales y sectoriales, respectivamente. 9. Resultados 9.1. Ana´lisis descriptivo En el Cuadro 2 se presentan los principales estadı´sticos descriptivos de las variables empleadas para el contraste de hipo´tesis. En el panel A se muestran las variables para el total de la muestra, mientras en el panel B se presentan los estadı´sticos descriptivos para las submuestras de empresas que han implementado IFRS y PCGA. Al momento de analizar los estadı´sticos descriptivos de las variables para toda la muestra (panel A), se puede observar que en promedio la utilidad por accio´n es positiva y alcanza los 19,51. Ahora bien, al revisar la misma variable para el panel B se ve que en promedio la utilidad por accio´n en las empresas que reportaron sus estados financieros con PCGA es de 18,65, cifra bastante menor al valor medio obtenido para las empresas que han adoptado la normativa IFRS (25,90). Teniendo presente la
Variables Media Panel A: descriptivos muestra total EPS 19,51 PRICE 1109,6 X 0,079 R 0,198 DR 0,362 Total obs. 822 Media (desviacio´n esta´ndar) PCGA IFRS Panel B: descriptivos por normativa contable EPS 18,65 (25,73) 25,90 (28,60) PRICE 1080,8 (1601,3) 1301,6 (1937,5) X 0,076 (0,092) 0,098 (0,095) R 0,172 (0,490) 0,370 (0,432) DR 0,390 (0,488) 0,177 (0,383) Total obs. 715 107
Desv. Est.
Min.
26,17 1649,3 0,093 0,487 0,481
47,81 32 0,269 0,813 0
Ma´x. 98,57 8937 0,510 3,530 1
naturaleza de la muestra (longitud del perı´odo de ana´lisis y comparacio´n de dos normativas en distintos perı´odos) y no considerando el posible efecto que puede tener la existencia de ciclos econo´micos y la dina´mica de la industria, es posible argumentar que dicha diferencia viene explicada sobre todo por las diferencias de taman˜o muestral entre empresas IFRS y PCGA y a que la adopcio´n de IFRS facilita la medicio´n de activos y pasivos a valor razonable y ası´ reconocer pe´rdidas o ganancias que con la normativa PCGA no se encontraban permitidas. No obstante, hay que tener presente que la aplicacio´n del valor razonable puede relacionarse con su incidencia en la contrapartida de los fondos propios, ya que las normas sen˜alan que el resultado del perı´odo viene influenciado por las partidas en donde los cambios de valor razonable van al resultado y al aumento del valor del patrimonio. Por ejemplo, la NIC 16 sen˜ala que el deterioro de valor va al resultado y el aumento de valor al patrimonio. Por su parte, la NIC 39 indica que las variaciones de valor en el caso de las inversiones clasificadas como cartera de negocios van al resultado. 9.2 Ana´lisis explicativo En el Cuadro 3 se muestran los resultados de las estimaciones para la ecuacio´n (1), en donde se compara, de una manera exploratoria, los coeficientes de reconocimiento asime´trico de las utilidades entre las submuestras de empresas PCGA local e IFRS. En dicho cuadro, las columnas (1), (2) y (3) corresponden a las estimaciones de la ecuacio´n (1) realizadas para la submuestra de empresas que han aplicado la normativa PCGA chilena y las columnas (4), (5) y (6) corresponden a las estimaciones de la ecuacio´n (1) para la submuestra de empresas que han aplicado la normativa IFRS[26]. Como se observa en el Cuadro 3, los resultados obtenidos muestran que, en promedio, en el mercado chileno existe conservadurismo de las utilidades tanto para las empresas IFRS como para las PCGA. Como se puede apreciar en todas las columnas del Cuadro 2, b3 es positivo y estadı´sticamente significativo, lo que evidencia que las utilidades contables son ma´s sensibles a las malas noticias o, en otras palabras, que existe un reconocimiento asime´trico de las utilidades. Estos resultados son contrastados al momento de analizar la significancia de la suma de los coeficientes b2 y
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Cuadro 2. Estadı´sticos descriptivos
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DR
b1
R
b2
R*DR
b3
CONSTANT
b0
Efecto temporal Efecto sectorial Observaciones t1 Adj. R2 F-statistics VIF
b2 þ b3
(1)
PCGA (2)
(3)
(4)
IFRS (5)
(6)
0,001 (0,15) 0,064*** (7,47) 0,078*** (2,66) 0,073*** (13,43) No No 715 5,07*** 0,1900 56,83*** 1,88
0,001 (0,11) 0,066*** (7,45) 0,108*** (3,42) 0,078*** (6,83) Si No 715 5,73*** 0,1940 14,22*** 1,79
0,001 (0,12) 0,066*** (7,32) 0,106*** (3,25) 0,077*** (4,06) Si Si 715 5,55*** 0,1898 7,97*** 1,96
0,084** (2,33) 0,104*** (4,72) 0,569** (2,06) 0,054*** (3,96) No No 107 2,35** 0,2058 10,16*** 1,74
0,086** (2,36) 0,106*** (4,69) 0,572*** (2,06) 0,051*** (3,20) Si No 107 2,46** 0,1995 7,60*** 1,90
0,075* (1,90) 0,113*** (4,37) 0,5084* (1,71) 0,044*** (3,11) Si Si 107 2,09** 0,2048 5,82*** 1,98
Note: Coeficientes estimados (estadı´stico-t) de las estimaciones de seccio´n cruzada de la ecuacio´n (1) para las submuestras de empresas que han divulgado sus estados financieros con la normativa PCGA local e IFRS. Se realizo´ la prueba VIF para constatar la existencia de multicolinealidad. t1 representa el Cuadro 3. test de restricciones lineales de la suma de los coeficientes b2 y b3, bajo la hipo´tesis nula de no Conservadurismo contable significacio´n de la suma de los coeficientes. ***indica un nivel de significacio´n para un contraste de pre y post IFRS dos colas inferior al 1%, **inferior al 5% y *inferior al 10%
b3; la prueba t1 de restricciones lineales es positiva y estadı´sticamente significativa para todas las columnas, lo que confirma la existencia de conservadurismo global. Si bien existe conservadurismo para ambas normativas, este resulta ser ma´s pronunciado en aquellas empresas que han divulgado sus estados financieros con la normativa IFRS. Ahora, si se compara el grupo de columnas PCGA (1, 2 y 3) con el grupo de columnas IFRS (4, 5 y 6) del Cuadro 3 se puede observar, de una forma aproximativa, que el coeficiente de reconocimiento asime´trico de las utilidades b3 es mayor para aquellas empresas que han divulgado sus estados financieros bajo la normativa IFRS. Asimismo, la suma de los coeficientes b2 y b3, que miden el conservadurismo global, resultan considerablemente mayores para las empresas que han aplicado la normativa IFRS. Por ejemplo, si comparamos las columnas (3) y (6) del Cuadro 2, se puede observar que la suma de los coeficientes (b2 þ b3) asciende a 0,172 y 0,621 respectivamente, lo que indicarı´a la mayor sensibilidad de las malas noticias en el resultado contable en aquellas empresas IFRS. Sin embargo, se debe tener en cuenta que, pese a que las pruebas t1 de significancia de las sumas de los coeficientes resultan ma´s significativas para las empresas PCGA, dichas pruebas tambie´n resultan significativas para las empresas IFRS, por lo que se puede inferir, de modo preliminar, la existencia de un mayor grado de conservadurismo para las empresas que han aplicado IFRS en comparacio´n con las empresas PCGA. Aunque es cierto que las empresas IFRS muestran un grado de conservadurismo ma´s pronunciado, el objetivo de este artı´culo es analizar la existencia de diferencias significativas en grado de conservadurismo para ambas normativas. Es por ello, que en todas las columnas del Cuadro 4 se recogen las estimaciones de la ecuacio´n (2) en donde se intenta medir diferencias significativas con la inclusio´n de la variable interactuada IFRS. Las columnas (1), (2) y (3) se han estimado por medio de mı´nimos
Variable dependiente
(1)
DR
b1
R
b2
R*DR
b3
IFRS
b4
DR*IFRS
b5
R*IFRS
b6
R*DR*IFRS
b7
Constant
b0
Efecto temporal Efecto sectorial Observaciones t1 Adj. R2 F-statistics Auto(2) z1 z2 Hansen test VIF
b3 þ b7
Seccio´n cruzada (2)
(3)
0,001 0,001 0,001 (0,11) (0,11) (0,20) 0,066*** 0,066*** 0,067*** (7,43) (7,43) (7,39) 0,108*** 0,108*** 0,102*** (3,41) (3,41) (3,13) 0,005 0,005 0,006 (0,26) (0,26) (0,30) ** ** 0,087 0,087 0,090** (2,35) (2,35) (2,39) 0,040* 0,040* 0,041* (1,67) (1,67) (1,72) 0,49* 0,464* 0,464* (1,79) (1,67) (1,68) 0,073*** 0,078*** 0,076*** (13,40) (6,81) (4,15) No Sı´ Sı´ No No Sı´ 822 822 822 2,09** 2,10** 2,06** 0,1962 0,1988 0,1956 29,63*** 12,32*** 7,88*** – – – – – – – – – 1,78
1,81
1,83
Estimador de sistemas (GMM) (4) (5) 0,01*** (3,32) 0,083*** (17,19) 0,174*** (15,23) 0,109*** (9,15) 0,007 (0,56) 0,071*** (6,98) 0,434*** (2,80) 0,016* (1,69) Sı´ No 822 4,03*** – – 0,45 86,54 (18)*** 44,66 (11)*** 81,42 (90) 1,81
0,02*** (3,29) 0,087*** (12,52) 0,128*** (4,97) 0,173*** (5,86) 0,041** (2,44) 0,115*** (5,87) 0,353* (1,71) 0,039*** (1,84) Sı´ Sı´ 822 2,09** – – 0,56 59,91 (29) *** 65,21 (22)*** 63,75 (79) 1,83
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Note: Coeficientes estimados (estadı´stico-t) de la ecuacio´n (2) para la muestra total a trave´s de estimaciones de seccio´n cruzada y del me´todo generalizado de momentos (estimador de sistemas). Se realizo´ la prueba VIF para constatar la existencia de multicolinealidad. t1 representa el test de restricciones lineales de la suma de los coeficientes b3 y b7, bajo la hipo´tesis nula de no significacio´n de la suma de los coeficientes. Finalmente, z1 y z2 son los test de Wald de significancia conjunta de los coeficientes reportados y de las variables dicoto´micas temporales-sectoriales, respectivamente, distribuidas de forma asinto´tica como una w2 bajo la hipo´tesis nula de no significacio´n (grados de Cuadro 4. libertad). La prueba de Hansen representa la prueba de sobre-identificacio´n de restricciones, asinto´ticamente distribuidas como una w2 bajo la hipo´tesis nula de ausencia de correlacio´n entre los Incidencia de la adopcio´n instrumentos y el te´rmino de error (grados de libertad). ***indica un nivel de significacio´n para un de las normas IFRS en el conservadurismo contable contraste de dos colas inferior al 1%, **inferior al 5%, *inferior al 10%
cuadrados ordinarios, y se diferencian por la introduccio´n de variables de control que intentan capturar los efectos temporales y sectoriales. De manera similar, las columnas (4) y (5) se han estimado por medio de la metodologı´a de datos de panel (estimador de sistemas) y se diferencian por la introduccio´n de variables de control sectorial y temporal. En este sentido, los resultados mostrados en todas las columnas del Cuadro 4 dan soporte a la hipo´tesis propuesta, que establece que la adopcio´n de las normas internacionales de contabilidad (IFRS) trae consigo una mejora en los niveles de conservadurismo contable en el mercado de capitales chileno. Como se puede apreciar en todas las columnas del Cuadro 4, el coeficiente b3 es positivo y estadı´sticamente
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significativo, lo que indica que, con independencia de la normativa aplicada, el mercado chileno es en te´rminos generales conservador. En consecuencia, si se analiza la incidencia de la normativa internacional, es posible observar que el coeficiente b7 es positivo a un nivel de significancia del 10%, lo que indicarı´a en cierta medida que las pra´cticas de conservadurismo contable se ven fortalecidas si se aplica la normativa IFRS frente a las normas PCGA chilenas. Adicional a esto, el test t1 de restricciones lineales muestra que la suma de los coeficientes b3 y b7 es positiva y estadı´sticamente significativa, por lo que el efecto neto que tiene el reconocimiento asime´trico de las utilidades es ma´s sensible en empresas que han aplicado la normativa IFRS. Estos resultados constatan el hecho de que las utilidades contables son ma´s conservadoras en aquellas empresas que han divulgado sus estados financieros bajo la normativa IFRS. Para contrastar la existencia de problemas de multicolinealidad, hemos aplicado el test VIF para cada una de las regresiones estimadas en los Cuadros 2 y 3. Los coeficientes VIF estimados son menores a 2, por lo que se confirma que los problemas de colinealidad no se encuentran presentes en los resultados de estas estimaciones. Finalmente, para las columnas (4) y (5) del Cuadro 3, donde se estimo´ la ecuacio´n (2) por medio de la metodologı´a de datos de panel (estimador de sistemas), se presento´ el test de Hansen de sobreidentificacio´n de restricciones. Esta prueba nos permite aceptar la hipo´tesis nula acerca de la validez de los instrumentos empleados en estas estimaciones. Adema´s, las pruebas Auto (2) sugieren la no existencia de correlacio´n serial de segundo orden. En consecuencia, los resultados presentes no se encuentran sesgados por una posible seleccio´n no adecuada de instrumentos y por autocorrelacio´n serial. 10. Conclusiones y recomendaciones En estos u´ltimos an˜os hemos visto una creciente preocupacio´n por fortalecer la calidad de la informacio´n financiera, de manera que esta resulte relevante y oportuna en procesos de toma de decisiones, de evaluacio´n del desempen˜o y que preste soporte a cuestiones relacionadas con el gobierno de la empresa. Este movimiento, comu´n a Chile y a otros muchos paı´ses del entorno, ha tenido como una de sus lı´neas principales de accio´n la mejora de la transparencia informativa en los mercados financieros. Esta inquietud se ha canalizado a trave´s de diversas medidas por parte de las autoridades reguladoras chilenas, entre las cuales se destaca la reciente introduccio´n de las IFRS. De resultas de ese proceso, se ha prestado especial importancia, dentro de un plan de convergencia internacional que au´n se encuentra en desarrollo de manera conjunta entre la IASB y la FASB (IASB, 2010), a caracterı´sticas de la informacio´n contable que haga que esta informacio´n sea ma´s comparable, oportuna, verificable y entendible. En este a´mbito, la literatura indica que una propiedad fundamental para que la informacio´n contable sea de calidad y u´til para el inversor, es el conservadurismo contable, entendido como un reconocimiento ma´s ra´pido de las malas noticias en las utilidades contables (Garcı´a et al., 2008). Este artı´culo se centro´ precisamente en la incidencia que ha supuesto la introduccio´n de la normativa IFRS en los niveles de conservadurismo. Creemos que, a pesar de que han pasado apenas un par de an˜os, ha llegado el momento de hacer una valoracio´n del efecto que ha tenido el cambio de normativa y estudiar hasta que´ punto se han logrado los objetivos de mejorar las propiedades de la informacio´n contable. Partiendo de una muestra de 95 empresas no financieras cotizadas en la Bolsa de
Comercio de Santiago, nuestros resultados avalan nuestra hipo´tesis de investigacio´n que estipulaba que la adopcio´n de la normativa IFRS supone un incremento significativo en las pra´cticas de conservadurismo de las utilidades en el mercado chileno. En particular, existen al menos dos explicaciones que pueden entregar soporte a los resultados aquı´ expuestos. Primero, un argumento guarda relacio´n con el efecto de penalizacio´n en el valor de los tı´tulos por malas noticias econo´micas no incorporadas en la informacio´n contable. En este sentido, esca´ndalos financieros recientes, como el caso de La Polar, ha mostrado co´mo pra´cticas contables poco conservadoras conducen a una penalizacio´n inequı´voca, por parte del mercado, a informacio´n contable que no incorporaba las pe´rdidas econo´micas en el resultado contable. Ası´, el conservadurismo contable nos permite entender la racionalidad y aversio´n al riesgo en la toma de decisiones, ası´ como sus posibles efectos en el mercado. En el caso especı´fico de la introduccio´n de la normativa IFRS, dicha normativa permite en te´rminos generales, disponer de una mayor diversidad de me´todos de medicio´n y valoracio´n que afectan el reconocimiento y medicio´n de elementos en los estados financieros y las utilidades contables. Esto, pese a que entrega un mayor nivel de subjetividad e incertidumbre en las estimaciones de las utilidades, puede que tenga resultados deseados en el reconocimiento de malas noticias puesto que, de no hacerlo, el mercado penalizara´ de una forma ma´s severa a la empresa. Por otra parte, las peculiaridades del sistema corporativo y entorno institucional proveen una segunda posible argumentacio´n. Una reaccio´n natural a un menor grado de proteccio´n legal al inversor externo es la marcada concentracio´n de la propiedad, el surgimiento de grupos econo´micos y una prominente dominancia de accionistas de naturaleza familiar. En este sentido, la literatura reciente muestra que las empresas familiares emiten informacio´n de mayor calidad acerca de sus utilidades en comparacio´n con otras empresas y, por tanto, pueden emitir estados financieros ma´s conservadores (Ali et al., 2007). Entonces, cabe pensar que la implementacio´n de la normativa internacional en este contexto, hara´ que los directivos dispongan de un mayor nu´mero de instrumentos para reconocer posibles pe´rdidas econo´micas de manera ma´s oportuna en las utilidades, puesto que este tipo de accionista controlador tiene ma´s habilidad, conocimiento y entendimiento acerca de la condicio´n econo´mica de la empresa y de los nu´meros contables reportados. Finalmente, se destaca que son varias las posibles extensiones de este trabajo. En consonancia con la literatura previa (Bona-Sa´nchez et al., 2012; Garcı´a et al., 2007; Jara-Bertin y Lo´pez, 2007; Koh, 2007; Li, 2010; Mei-Ling, 2010), resulta especialmente interesante profundizar aspectos relacionados con el gobierno corporativo, como las caracterı´sticas del consejo de administracio´n, la naturaleza del principal accionista, la existencia de un u´ltimo propietario y la separacio´n entre los derechos de voto y de cash flow. Adema´s, una mejor identificacio´n de factores vinculados con la funcio´n de auditorı´a, como lo es el taman˜o y el tiempo de contrato con la empresa cliente, tambie´n podrı´a aportar interesantes claves interpretativas. Notes 1. Previous versions of this article were presented at Enefa 2011, 2012 and Cladea 2012. This paper is recorded in the Proceedings, Vol. 4, 2011 from Asfae. The authors wish to thank Jose´ Luis Ruiz (Universidad de Chile), Fe´lix Lo´pez Iturriaga (Universidad de Valladolid), Juan Gallegos Mardones (Universidad Cato´lica de la Santı´sima Concepcio´n) and two anonymous referees for their helpful suggestions on previous drafts. Authors also thank the funding provided by Fondecyt, project number 11110021.
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2. Fama (1970, 1991), argues that a market is efficient when the title prices reflect in an opportune form all the available information. 3. It is enough to quote the cases of Enron and Worldcom in the USA, Parmalat in Italia, and La Polar in the year 2011 in Chile; cases which have brought a great distrust between investors regarding the information reported by the firms.
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4. According to the official circular No. 485 given by the superintendancy of values and insurance (Superintendencia de Valores y Seguros de Chile (SVS)) the 19 November 2008, the mandatory is flexible in presenting the first financial statements under IFRS regulations. Such circular establishes that for the year 2009 it was mandatory for firms with an adjusted stock market presence superior to 25 per cent or those mandated to have a directors committee and in 2010 all firms which give public offer values have to report their financial statements with IFRS. 5. The defined English term being earnings symmetric timeliness. 6. Assuming that more aggressive strategies can bring to a future revision of the accounting accrual adjustments, some investors (e.g. stock holders and title holders of dept) can demand a higher level of accounting conservatism given that the benefit of adopting more aggressive strategies (e.g. increase in the value and risk reduction) in much less than the penalisation due to the revision of accrual adjustment. 7. In fact, the Security Exchange Commission accepts since 2007 the financial information of foreign firms made according to the IFRS with the need of carrying a conversion of the US-GAAP. 8. This plan has been periodically updated and is currently under revision, for which it is expected that in the next years there will be the existence of a sole global accounting regulation (Kothari et al., 2010). 9. While in the year 2009 the capitalisation of the actions in relation with the gross domestic product was of 331 per cent in the USA, in Chile this percentage was of 19.5 per cent. 10. According to the information given by the SVS, the stock patrimony has grown by 309 per cent between the years 2002 and 2011, while the transaction volumes have increased to 1,025 per cent. 11. The SVS sectorial classification has been used. 12. For the year 2009 it has been considered only those firms whose presentation in the financial statements obeys the mandatory option of implementing the Full IFRS option. 13. In all the columns of Table III the Equation (1) is estimated for both subsamples (PCGA and IFRS), the difference between them is that a set of dichotomy temporal and sectorial variables are introduced in order to ascertain the robustness of the results. In this way, in columns (1) and (4) no control variable is introduced, in columns (2) and (4) a set of dichotomy variables is introduced to control for the temporal effect and in columns (3) and (6) a set of dichotomy temporal and sectorial variables are introduced. 14. Fama (1970, 1991), argumenta que un mercado es eficiente cuando los precios de los tı´tulos reflejan de manera oportuna toda la informacio´n disponible. 15. Basta para ello citar los casos de Enron y Worldcom en Estados Unidos, Parmalat en Italia, y La Polar el an˜o 2011 en Chile; episodios que han traı´do consigo una gran desconfianza entre los inversores acerca de la fiabilidad de la informacio´n que emiten las empresas. 16. De acuerdo con el oficio circular No. 485 emitido por la Superintendencia de Valores y Seguros de Chile (SVS) el 19 de noviembre de 2008, se flexibiliza la obligatoriedad en la presentacio´n de los primeros estados financieros con IFRS. Dicha circular establece que para
el an˜o 2009 estaban obligadas las empresas con presencia bursa´til ajustada igual o superior a 25% o aquellas obligadas a constituir un comite´ de directores, y en 2010, todas las empresas emisoras de valores de oferta pu´blica debieron presentar sus estados financieros con IFRS.
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17. El te´rmino anglosajo´n es Asimetric timeliness of earnings. 18. Asumiendo que estrategias ma´s agresivas pueden conducir a una reversio´n futura de los ajustes contables devengados, algunos inversores (e. g., accionistas y tenedores de tı´tulos de deuda) pueden demandar un mayor grado de conservadurismo contable dado que el beneficio por adoptar estrategias ma´s agresivas (e. g., aumento en la valoracio´n y reduccio´n del riesgo) es mucho menor que la penalizacio´n debida a la reversio´n de dichos ajustes por devengo. 19. De hecho, la Security Exchange Comission (SEC) acepta desde 2007 la informacio´n financiera de empresas extranjeras elaboradas segu´n IFRS y sin la necesidad de llevar a cabo una conciliacio´n a los US-GAAP. 20. Este plan se ha ido actualizando perio´dicamente y au´n se encuentra en revisio´n, por lo que es de esperar que en los pro´ximos an˜os asistiremos a la existencia de una u´nica norma contable global (Kothari et al., 2010). 21. De acuerdo con la revisio´n del 2010, la representacio´n fiel guarda relacio´n con la confiabilidad. No obstante, dicho te´rmino ha sido reemplazado dado que este puede tener distinto significado para personas diferentes. 22. Mientras que en el 2009 la capitalizacio´n de las acciones en el mercado en relacio´n con el producto interno bruto (PIB) fue del 331% en Estados Unidos, en Chile dicho porcentaje fue del 19,5%. 23. Segu´n la informacio´n entregada por la SVS, el patrimonio bursa´til ha crecido en un 309% entre los an˜os 2002 y 2011, mientras que los volu´menes transados se han incrementado en un 1025%. 24. Se ha empleado la clasificacio´n sectorial de la SVS. 25. Para el an˜o 2009 se ha considerado solamente aquellas empresas cuya presentacio´n de estados financieros obedece a la obligatoriedad de implementar la opcio´n Full IFRS. 26. En todas las columnas del cuadro 3 se estima la ecuacio´n (1) para ambas submuestras (PCGA e IFRS), la diferencia entre ellas es que se introduce un conjunto de variables dicoto´micas temporales y sectoriales con la finalidad de contrastar la robustez de los resultados. De esta manera, en las columnas (1) y (4) no se introduce ninguna variable de control, en las columnas (2) y (4) se procede a introducir un conjunto de variables dicoto´micas para controlar el efecto temporal, y en las columnas (3) y (6) se introducen un conjunto de variables dicoto´micas temporales y sectoriales.
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[email protected] Jose´ Toma´s Arias Moya is a Professor of Finance at the Faculty of Economic and Administrative Sciences of The Universidad Cato´lica de la Santı´sima Concepcio´n (Chile). His lines of research are in corporate finance and banking.
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