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doi: 10.24142/rvc.n11a5

Alteración del resultado para evitar pérdidas: un análisis internacional^*

Alteration of the result to avoid losses: an international analysis

Recibido: 15–10–2013 – Versión final aceptada: 05–11–2013

Resumen

En el presente trabajo estudiamos la propensión de las empresas de Francia, España, Italia, Canadá, Estados Unidos y Gran Bretaña a modificar discrecionalmente la cifra de resultados con el fin de evitar pérdidas o disminuciones de la rentabilidad. Encontramos una tendencia a evitar resultados negativos, observándose una frecuencia, anormalmente alta, de bajos beneficios y, anormalmente baja, de pequeñas pérdidas (y de sus correspondientes variaciones positivas y negativas). Esta tendencia aumenta conforme se reduce la protección legal de los inversores o el tamaño de la empresa.

Palabras clave: Alteración contable, entorno institucional, gestión del resultado, pérdidas, protección legal.

Abstract

We study the incentives to manage earnings in order to avoid small losses or decreases in performance among firms from France, Spain, Italy, Canada, the USA and Great Britain. We find an unexpected high frequency of small profits and an anomalous low frequency of small losses. This result is exacerbated by worse legal protection of investors and among smaller firms.

Key words: Accounting alteration, institutional setting, earnings management, losses, legal protection.

1. Introducción
2. Fundamentos teóricos
3. Diseño del análisis empírico
4. Resultados
5. Conclusiones
Notas
Bibliografía

1. Introducción

La literatura sobre alteración de resultados contables ha experimentado un notable desarrollo en los últimos años, tal vez como consecuencia de la inquietud provocada por grandes escándalos financieros como Enron, Worldcom o Parmalat [Vidal Blasco, 2003]. Esos trabajos muestran cómo ciertas características de las empresas y del entorno institucional pueden atenuar o amplificar la denominada gestión del resultado o earnings management. Se ha observado que motivaciones contractuales [por ejemplo, la estructura de capital], motivaciones políticas [por ejemplo, el tamaño de la empresa] o el funcionamiento de los mecanismos de gobierno corporativo [estructura de propiedad, consejo de administración, etc.] actúan como elementos modeladores de dicha discrecionalidad contable [García Osma et al., 2005]. Asimismo, se ha constatado la existencia de diferencias internacionales en el grado de manipulación contable, siendo esta última mayor en los países con peor protección legal de los inversores.

Nuestro trabajo trata de ahondar en ese conocimiento, estudiando el efecto combinado de las motivaciones contractuales, políticas y del entorno institucional en las prácticas de gestión del resultado. Pero, a diferencia de la literatura anterior que lo ha hecho con base en el estudio de los ajustes por devengo discrecionales, nosotros haremos uso de la metodología de análisis de distribución del resultado [Cano, 2007; Gallén, 2005; Parte y Gonzalo, 2008 y 2009]. Ahí reside la primera contribución de nuestro trabajo, pues los estudios anteriores que han analizado la distribución del resultado lo han hecho en un contexto nacional, sin tener en cuenta la diversidad de entornos institucionales. La literatura internacional sobre gestión del resultado, además de haber recurrido mayoritariamente a la metodología de ajustes por devengo, no ha incorporado los efectos específicos de las motivaciones contractuales y políticas, aspecto éste que constituye la segunda contribución de nuestro estudio.

Hemos encontrado que la protección legal de los inversores desempeña un papel relevante en la calidad de la información contable, siendo la alteración de dicha información menos frecuente cuando la cobertura de los derechos de los inversores es mejor. Este comportamiento se observa especialmente entre las empresas más pequeñas y las más endeudadas. Tales resultados son coherentes con el menor escrutinio público al que se hallan sometidas las empresas más pequeñas y con la mayor presión sobre los resultados impuesta por las cláusulas de endeudamiento.

2. Fundamentos teóricos

2.1 Protección legal

La gestión del resultado viene facilitada por las asimetrías informativas entre la dirección de la empresa y el resto de partícipes. Cuando los inversores externos carecen de capacidad para supervisar el proceso de elaboración de la información contable, dicha información es susceptible de reflejar una visión inexacta de la empresa [Bona et al., 2008]. El poder de supervisión de los inversores depende de sus posibilidades de participar en la toma de decisiones corporativas y del grado de protección legal de que disfrutan. El denominado enfoque jurídico– financiero o Law & Finance [La Porta et al., 1998] ha identificado dos tipos de ordenamientos legales. Por un lado, se encontrarían los denominados países de ley común, con una tradición legal enraizada en el Derecho consuetudinario y de los cuales Gran Bretaña, Estados Unidos y Canadá serían los principales exponentes. Por otro lado, estarían los denominados países de ley civil, integrada por tres tradiciones legales distintas [francesa, germánica y escandinava], que incluiría la mayor parte de los países de Europa Continental, Hispanoamérica y Extremo Oriente. Como ha sido repetidas veces demostrado, los países de ley común ofrecen una mejor protección legal a los inversores que los países de ley civil.

En el ámbito de la información contable Leuz et al., 2003 han constatado que la utilización de ajustes por devengo discrecionales es más habitual en países de menor protección de los inversores, reduciendo la calidad de la información financiera. Sin embargo, no se ha estudiado si tal relación puede extenderse al ámbito de la evitación de pérdidas. Por lo tanto, nuestra primera hipótesis puede plantearse en los siguientes términos:

H1. La alteración del resultado contable para evitar pérdidas o descensos del beneficio será más acusada en las empresas de países de ley civil que en los países de ley común.

2.2 Tamaño de la empresa

La literatura muestra resultados relativamente dispares acerca de la relación entre el tamaño de la empresa y la calidad de su información contable. Burgstahler y Dichev [1997] encontraron una tendencia a evitar descensos en los resultados de las empresas medianas–grandes, mientras que Gallén y Giner [2005] no detectaron ninguna relación directa entre tamaño de la empresa y alteración contable; en caso de que aquel fuera relevante, lo sería por algunas características asociadas al mayor tamaño corporativo como puede ser una estructura de propiedad más difusa o el hecho de cotizar en Bolsa. Hay, sin embargo, otros autores que observan una mayor tendencia hacia la modificación del resultado cuanto menor es la empresa, pudiéndose aportar dos tipos de argumentos para explicar estos resultados.

En primer lugar, las empresas más grandes suelen disponer de sistemas de control interno más sofisticados, facilitando un mejor gobierno corporativo y reduciendo el margen de actuación discrecional. Además, la mayor visibilidad de estas empresas y el escrutinio más estrecho al que están sometidas por los mercados, generaría unos costes de pérdida de reputación relativamente superiores al de las empresas pequeñas. En consecuencia, formulamos la segunda hipótesis como sigue:

H2. La alteración del resultado contable para evitar pérdidas o descensos del beneficio será más acusada en las empresas más pequeñas, siendo este efecto mayor en las empresas de países de ley civil.

2.3 Endeudamiento de la empresa

El efecto del endeudamiento sobre la discrecionalidad contable se debe a las mayores presiones a que se pueden ver sometidas las empresas más endeudadas. Los contratos de endeudamiento suelen incorporar ciertas cláusulas restrictivas que dificultan la renegociación o la reestructuración de la deuda. Comoquiera que un elemento de referencia para la ejecución de esas cláusulas suele ser la cifra de beneficios, se entiende que los directivos de las empresas posean claros incentivos a modificar esta cifra.

Aunque Gallén y Giner [2005] no encontraron tal evidencia, existen otros autores que demuestran la mayor propensión de las empresas más endeudadas hacia la utilización de ajustes por devengo discrecionales [Azofra, 2003]. Esto permite formular nuestra tercera hipótesis, según la cual:

H3. La alteración del resultado contable para evitar pérdidas o descensos del beneficio será más acusada en las empresas más endeudadas, siendo este efecto mayor en las empresas de países de ley civil.

3. Diseño del análisis empírico

3.1 Muestra y variables

La muestra objeto de estudio está formada por 43.345 observaciones procedentes de 7.676 empresas de Estados Unidos, Canadá, Gran Bretaña, España, Italia y Francia durante los ocho años comprendidos entre 1996 y 2003. La fuente básica de información fue la base de datos Compustat de Standard & Poor's. Lógicamente, la mayor importancia de los mercados de capitales en los países de ley común [Estados Unidos, Canadá, Gran Bretaña] hace que estos presenten una mayor representación en la muestra.

Hemos utilizado dos indicadores de beneficios: la rentabilidad económica de cada año –ROA– y su variación respecto del año anterior –VarROA–. Para facilitar la comparación de nuestros trabajos con investigaciones anteriores [Gallén y Giner, 2005; Gill de Albornoz e Illueca, 2003], definimos la primera de esas variables como el beneficio neto dividido entre el activo total. VarROA, por su parte, es la diferencia entre el beneficio neto de dos años consecutivos dividida entre el activo medio de esos dos años. Puesto que esta segunda variable se basa en la diferencia entre dos años, el tamaño muestral en este caso queda limitado a 35.006 observaciones. Mediremos el tamaño de la empresa a través del valor total de su activo [en miles de euros], mientras que el nivel de endeudamiento lo calculamos como el cociente entre la deuda total y el activo.

La tabla 2 sintetiza los principales valores de esas variables, desglosando dichos valores en función del entorno legal y del país de procedencia.

3.2 Metodología

Las investigaciones análogas a la nuestra suelen utilizar la metodología propuesta por Burgstahler y Dichev [1997], que se basa en posibles irregularidades en las frecuencias de distribución de pequeñas pérdidas y de pequeños beneficios. La alteración intencionada de los resultados se manifestará en frecuencias anómalamente bajas de pequeñas pérdidas o pequeñas disminuciones de beneficios, y en frecuencias inesperadamente altas de pequeños beneficios o pequeños incrementos de beneficios.

Este método asume que la frecuencia de observaciones tiende a distribuirse como una media entre las frecuencias de los dos intervalos adyacentes, y que en la distribución de beneficios [o de sus correspondientes variaciones] no debe haber valores anormalmente distintos de los esperados. El supuesto de manipulación de los resultados se produce en caso de que existan diferencias estadísticamente significativas entre el número real de observaciones y el número esperado, todo ello relativizado por la desviación estándar de la diferencia.

La principal herramienta de este tipo de análisis son los histogramas de distribución de frecuencias, en cuyo eje de abscisas se representa los intervalos de la distribución de la variable objeto de estudio; en el eje de ordenadas se representa la frecuencia correspondiente a cada intervalo. La amplitud de los intervalos se calcula según la fórmula de Degeorge et al., 1999, según la cual dicha amplitud guarda una relación positiva con la dispersión de los datos y una relación negativa con el número de observaciones disponibles¹.

Para el contraste del efecto específico del tamaño y del endeudamiento hemos procedido a dividir la muestra en tres grupos con el mismo número de observaciones en cada uno de ellos. Dichos grupos corresponden, respectivamente, a lo que podríamos llamar empresas de mayor tamaño, de tamaño intermedio y de tamaño pequeño [lógicamente, este calificativo hay que entenderlo en términos relativos], y empresas de alto, medio y bajo endeudamiento.

4. Resultados

4.1 Efecto del entorno legal

A fin de contrastar si la protección legal de los inversores puede incidir en la gestión del resultado y, por consiguiente, en la distribución de los beneficios, representamos en el gráfico 1 las distintas frecuencias de distribución de ROA [panel A] y de su variación VarROA [panel B]. Mientras que los paneles A.1 y B.1 se refieren a los países del entorno de ley común, los paneles A.2 y B.2 hacen referencia a los países de ley civil.

La simple observación de esa representación sugiere una cierta descompensación entre la frecuencia con la que aparecen pequeños beneficios y pequeñas pérdidas [lo mismo podría decirse para sus variaciones], con una distribución anormalmente concentrada en torno a los intervalos positivos y próximos a cero. Para confirmar estadísticamente esa percepción se hace preciso un test estadístico de la distribución de ROA y VarROA en los intervalos contiguos a cero. Ver tabla 3.

Para la variable ROA en los países de ley común el intervalo de pequeños beneficios adyacente a cero es [0; 0'0061] y la frecuencia de observaciones en ese intervalo supera a la frecuencia esperada en 2'42 puntos. Dicha diferencia resulta estadísticamente significativa con un nivel de significación de 0'015. Asimismo, en el intervalo adyacente a la izquierda [–0'0061; 0], la diferencia estandarizada entre la frecuencia observada y la frecuencia esperada es de –2'13 [es decir, en este intervalo hay menos observaciones que las esperadas], siendo estadísticamente significativa con un nivel de significación de 0'033. Por su parte, en los países de ley civil la amplitud del intervalo es de 0'0056. En términos estandarizados, la frecuencia de observaciones en el intervalo [0; 0'0056] supera en 4'37 puntos a la frecuencia esperada, mientras que la frecuencia de observaciones en el intervalo [–0'0056; 0] es inferior a la esperada en 4'32 puntos. Ambas diferencias son significativas con un nivel de confianza de más del 99%.

Por lo que se refiere a la variación de ROA (VarROA), la misma tabla 3 pone de manifiesto que la distribución de esa variable no resulta especialmente anómala en los países de ley común. Sin embargo, en los países de ley civil se observa que la concentración en el intervalo [0; 0'0037] supera en 4'68 puntos la frecuencia esperada, mientras que la concentración en el intervalo [–0'0037; 0] es inferior a la esperada en 3'67 puntos. Ambas diferencias son también significativas con un nivel de confianza superior al 99%.

En consecuencia, y tal y como adelantábamos en nuestra primera hipótesis, hay razones para afirmar que tanto en las empresas de los países de ley común como en los países de ley civil se lleva a cabo una cierta alteración del beneficio para evitar pérdidas, si bien esa alteración resulta más patente en los países de ley civil, en los que la protección legal de los inversores es peor.

4.2 Efecto del tamaño

Los resultados recogidos en la tabla 4 y representados en el gráfico 2 muestran que, para el conjunto de la muestra, no parece haber diferencias significativas en función del tamaño: la distribución de ROA presenta diferencias respecto a la esperada en todos los grupos de empresas, mientras que la distribución de VarROA sólo lo hace para las empresas de tamaño intermedio. Ni siquiera cuando se realiza una segmentación por entornos legales se llega a resultados concluyentes, observándose únicamente una mayor frecuencia de alteración del resultado en los países de ley civil.

A la vista de ello nos planteamos un análisis más detallado, a fin de saber si existen efectos diferenciados en cada país. Por este motivo, los gráficos 3–4–5–6–7–8 recogen los histogramas de distribución de ROA y VarROA para cada país, sintetizándose esos resultados en las tabla 5 y 6.

Aunque la profusión de gráficos puede dificultar extraer conclusiones claras al respecto, cabe observar que los histogramas correspondientes a empresas pequeñas en Francia, España e Italia muestran un salto de frecuencias en el umbral de cero beneficios o de variación nula de ROA. Para las empresas de los tres países anglosajones este salto sólo se verifica en el panel A.1 del gráfico 7 [Estados Unidos].

En términos cuantitativos los resultados recogidos en la tabla 5 indican que, en los tres países de ley civil, las empresas pequeñas presentan mayor tendencia a alterar el resultado contable que sus homólogas de mayor tamaño. Esa tendencia se observa principalmente en la distribución de ROA, pues la variable VarROA no permite apreciar diferencias significativas en función del tamaño. Este hecho se halla en consonancia con nuestra segunda hipótesis, de acuerdo con la cual la alteración del resultado es más frecuente en las empresas de menor tamaño de los países de ley civil.

Estos resultados plantean la pregunta acerca de los motivos que hacen que la influencia del tamaño de la empresa no haya aparecido hasta que se realiza una desagregación por países. Una de las razones más plausibles es la existencia de rasgos específicos de cada país que quedarían enmascarados cuando se hace la agregación.

4.3 Efecto del endeudamiento

Abordaremos el análisis del efecto del endeudamiento a partir de los gráficos 9–10–11–12–13–14–15 y de las tabla 7–8–9. Como ya ha quedado dicho anteriormente, hemos dividido la muestra en tres grupos con el mismo número de observaciones en función del grado de endeudamiento. Los resultados de la tabla 7 no permiten realizar afirmaciones concluyentes pues en algunos casos la manipulación es mayor para las empresas de más endeudamiento [ROA], mientras que en otros casos eso se cumple en las empresas menos apalancadas [VarROA]. Por lo tanto, igual que hicimos anteriormente, nos planteamos un análisis más detallado por países.

Cuando la comparación se plantea en términos nacionales se observa un efecto algo más claro del endeudamiento, si bien tampoco esos resultados son concluyentes. Los histogramas de los gráficos 10–11–12–13 muestran una distribución sesgada en torno al valor cero para las empresas más endeudadas, mientras que el gráfico 15 sugiere una conclusión análoga en las empresas con menor nivel de deuda. Los valores correspondientes a esos gráficos se encuentran sintetizados en las tabla 8 y 9. Como se puede observar, en Francia, España, Italia y Canadá existe una cierta tendencia hacia la mayor alteración contable por las empresas más endeudadas, siendo esta diferencia estadísticamente significativa en algunos casos. Por el contrario, son las empresas británicas menos endeudadas quienes operan análogamente, mientras que en Estados Unidos no se detecta un efecto claro. Por lo tanto, y aunque con ciertas cautelas, estos resultados son coherentes con nuestra tercera hipótesis, según la cual la alteración discrecional de los beneficios es mayor en las empresas más endeudadas del entorno de ley civil.

5. Conclusiones

En el presente trabajo hemos estudiado la propensión de las empresas a modificar discrecionalmente su cifra de resultados con el fin de evitar pérdidas o disminuciones de la rentabilidad en comparación con el período precedente. También hemos analizado ciertas características de las empresas y de su entorno institucional que pueden incidir en dicha propensión.

Nuestro análisis muestra una considerable evitación de esos resultados negativos, observándose una frecuencia anormalmente alta de bajos beneficios y anormalmente baja de bajas pérdidas [y de sus correspondientes variaciones positivas y negativas]. Esta posibilidad resulta más patente en los entornos legales en los que los inversores se encuentran menos protegidos. Asimismo, la información contable suministrada por las grandes empresas presenta un mayor nivel de calidad. También las empresas menos endeudadas parecen hallarse menos presionadas para ofrecer mejores cifras de beneficios, si bien esta afirmación no resulta completamente apoyada por nuestros resultados.

Notas

* Artículo derivado del proyecto de investigación Gobierno corporativo y creación de valor en un contexto de crisis financiera, financiado por el Gobierno de España. Los autores desean agradecer la ayuda de Manuel Cano y el apoyo financiero del Ministerio español de Ciencia e Innovación (ECO2011–29144–C03–01). Todos los errores son únicamente responsabilidad de los autores.

1 La fórmula para el cálculo de la amplitud del intervalo es donde N representa el número total de observaciones, q3 el valor del tercer cuartil de la variable estudiada y q1 el valor del primer cuartil.

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