FULL TEXT - Zeszyty Teoretyczne Rachunkowości

ZESZYTY TEORETYCZNE RACHUNKOWOŚCI, tom 55 (111), Warszawa 2010
Determinanty dokonywania odpisów z tytułu
utraty wartości aktywów trwałych
na przykładzie spółek notowanych
na GPW w Warszawie
Andrzej Piosik,
Małgorzata Rówińska 
Wprowadzenie
Celem artykułu jest analiza determinantów dokonywania odpisów z tytułu
utraty wartości aktywów trwałych, z wyłączeniem aktywów finansowych.
Badanie ma charakter empiryczny i zostało przeprowadzone w odniesieniu
do odpisów dokonanych za 2008 r. przez spółki notowane na GPW w Warszawie. Na skutek obecnego kryzysu gospodarczego rachunkowość finansowa,
wraz z audytem sprawozdań, koncentrują się w szczególny sposób na metodach wyceny aktywów i zobowiązań. Ważną rolę w procesie wyceny bilansowej
pełnią odpisy aktualizujące wartość aktywów. Aktualizacja wartości ma zapewnić zachowanie cechy bezstronności informacji o stanie aktywów w sprawozdaniu finansowym, jest obowiązkiem wynikającym z unormowań rachunkowości (przepisów prawa bilansowego oraz regulacji środowiskowych),
a w szczególności z zastosowania przy wycenie bilansowej nadrzędnych zasad rachunkowości, jakimi są: zasada rzetelnego i bezstronnego obrazu oraz
zasada ostrożności. Równocześnie aktualizacja jest narzędziem polityki
rachunkowości (realizacji celów zarządczych). W badaniu interesuje nas związek dokonywania odpisów z polityką rachunkowości prowadzoną na poziomie
jednostek sprawozdawczych.

Dr hab. Andrzej Piosik, prof. AE, Katedra Rachunkowości, [email protected]; dr Małgorzata Rówińska, adiunkt, Katedra Rachunkowości, [email protected]; Wydział Finansów i Ubezpieczeń, Akademia Ekonomiczna w Katowicach. Opracowano na podstawie wyników badań statutowych Katedry Rachunkowości pt. Utrata wartości aktywów i jej sprawozdawcze skutki. I etap
badań. Zespół wykonawczy: Andrzej Piosik, Małgorzata Rówińska, Kamila Żyła.
139
Na podstawie badań chcemy uzyskać odpowiedź na poniższe pytania.
1. Czy występowanie odpisów z tytułu utraty wartości aktywów trwałych
oraz kwota odpisów zależą od przeszłych wyników spółek i czynników
ekonomicznych?
2. Czy dokonywanie i ujawnianie odpisów w praktyce oraz kwota odpisów są
istotnym narzędziem realizacji polityki rachunkowości spółek?
3. Czy można opisać prawdopodobieństwo ujawnienia odpisów oraz stopę odpisów jako funkcję przeszłych dokonań oraz czynników zarządczych (w tym
polityki bilansowej)?
Z pytaniami badawczymi korespondują trzy hipotezy zerowe:
H01: Prawdopodobieństwo występowania odpisów z tytułu utraty wartości
aktywów trwałych oraz kwoty odpisów zależą od przeszłych dokonań finansowych i szeroko rozumianych czynników ekonomicznych.
H02: Dokonywanie odpisów w praktyce oraz kwota odpisów są związane z polityką rachunkowości spółek, tj. odpisy zależą od czynników „zarządczych”.
H03: Można opisać prawdopodobieństwo wystąpienia oraz stopę odpisów z tytułu utraty wartości aktywów trwałych jako funkcję dokonań finansowych oraz czynników związanych z polityką rachunkowości.
Sformułowane pytania pojawiły się w związku ze studiami literaturowymi,
a w sposób szczególny z publikacjami: E.J. Riedl (2004) oraz J. Francis,
J.D. Hanna, L. Vincent (1996). Nie bez znaczenia był przegląd wybranych
sprawozdań finansowych spółek giełdowych notowanych na GPW w Warszawie, realizowany w ramach innego projektu badawczego. Podstawa pytań
badawczych oraz hipotez wymaga głównie podejścia empirycznego, opartego
dodatkowo na reprezentatywnej próbie losowej. Jest to związane z faktem, że
szukamy czynników o charakterze systematycznym dokonywania odpisów.
Czynniki o charakterze specyficznym są znane i określone w regulacjach rachunkowości.
1. Uwarunkowania sfery regulacyjnej
rachunkowości w zakresie odpisów
z tytułu utraty wartości
Unormowania sprawozdawczości finansowej w zakresie utraty wartości
aktywów wynikają zwłaszcza z MSR 36 „Utrata wartości” oraz z Ustawy
o rachunkowości. W badaniu uwzględniono spółki notowane na GPW w Warszawie i sporządzające skonsolidowane sprawozdanie finansowe. Próba obejmuje sprawozdania spółek publicznych, spośród których 61 podmiotów dokonało odpisów za 2008 r. Identyfikowano spółki na podstawie wstępnej anali140
zy sprawozdań finansowych pełnej listy spółek notowanych na GPW. Regulacje objęte MSR 36 stanowią zatem podstawę rozważań. Jednostka gospodarcza powinna na każdy dzień bilansowy dokonać sprawdzenia i oceny, czy
nastąpiła utrata wartości poszczególnych składników aktywów. Wskazuje się
przykładowe przesłanki, mogące świadczyć o utracie wartości aktywów
(MSR 36, par. 12; Kuzior 2006, s. 67).
Do zewnętrznych przesłanek zalicza się m.in:
 wyższą niż spodziewana utratą wartości rynkowej składnika aktywów,
 występujące lub spodziewane zmiany w środowisku technologicznym, rynkowym, gospodarczym, prawnym w otoczeniu jednostki gospodarczej,
 prawdopodobieństwo, iż wzrost rynkowych stóp procentowych, stóp zwrotu
z inwestycji spowoduje obniżenie wartości aktywów,
 zmiany krajowej lub lokalnej sytuacji gospodarczej, w tym spadek cen nieruchomości.
Z kolei do wewnętrznych przesłanek według MSR 36 „Utrata wartości” zalicza m.in.:
 stwierdzenie, że nastąpiła utrata przydatności danego składnika aktywów,
 fizyczne uszkodzenie składnika aktywów,
 faktyczne bądź przewidywanie wystąpienie znaczących i niekorzystnych
zmian zakresu lub sposobu użytkowania składnika aktywów.
W przypadku wystąpienia jednej bądź kilku okoliczności świadczących
o utracie wartości, jednostka jest zobowiązana do przeprowadzenia odpowiedniej procedury (testu). Efektem może być dokonany odpis, jeśli wartość
odzyskiwalna danego składnika aktywów jest mniejsza od jego wartości bilansowej. Sprawozdawczą konsekwencją dokonanego odpisu z tytułu utraty wartości, obok zmniejszenia wartości aktywów do poziomu wartości odzyskiwalnej, jest zmniejszenie wyniku finansowego (MSR 36, par. 59–61). Odstępstwem od tej reguły jest odpis dotyczący składnika aktywów, który uprzednio
podlegał przeszacowaniu w kapitał z aktualizacji wyceny. W takim przypadku
utrata wartości spowoduje korektę kapitału. Ponadto, informacja o dokonanym odpisie z tytułu utraty wartości powinna być uwzględniona w informacji dodatkowej do sprawozdania finansowego (Świderska, 2009, s. 3–30).
W odniesieniu do każdej grupy aktywów jednostka gospodarcza powinna
wskazać: kwotę odpisu obciążającą wynik finansowy oraz kwotę ujętą w kapitale z aktualizacji. Dla każdej z wymienionych kwot jednostka powinna ujawnić: zdarzenia (przesłanki), które doprowadziły do ujęcia odpisu z tytułu utraty wartości, rodzaj składnika aktywów, którego dotyczy odpis, oraz segment
sprawozdawczy, właściwy dla składnika aktywów (MSR 36, par. 126–131).
Informacja o odpisach powinna uwzględniać wskazanie sposobu wyznaczenia wartości odzyskiwanej: czy odpowiada ona wartości godziwej, czy wartości użytkowej składnika. W tym zakresie informacja powinna obejmować
podstawę ustalenia wartości godziwej bądź zastosowaną stopę dyskontową.
W badanej grupie spółek zdecydowana ich większość (98%) odnosiła dokonane odpisy z tytułu utraty wartości aktywów trwałych na wynik finansowy,
141
pozostałe spółki – w kapitał z aktualizacji wyceny. Można także stwierdzić,
że generalnie rodzaj informacji ujawnianych w sprawozdaniu finansowym,
a dotyczących utraty wartości, jest zgodny z warunkami wskazanymi
w unormowaniach MSR. Wątpliwa natomiast okazała się jakość tych informacji, zwłaszcza wskazanie przyczyn utraty wartości oraz sposobu określania
wartości odzyskiwalnej.
2. Determinanty dokonywania odpisów z tytułu
utraty wartości aktywów w świetle wyników
dotychczasowych badań
W badaniach nad determinantami dokonywania odpisów z tytułu utraty
wartości aktywów zmienną objaśnianą jest najczęściej prawdopodobieństwo
ujawnienia odpisów lub stopa odpisów mierzona relacją kwoty odpisu do
sumy aktywów lub kapitału własnego. Uwzględnia się trzy grupy determinantów dokonywania odpisów. Pierwszą grupę stanowią zdarzenia bądź czynniki o charakterze ekonomicznym. Drugą grupę stanowią czynniki zarządcze,
związane z celami polityki bilansowej przedsiębiorstw lub innymi celami
kierownictwa. Trzeci rodzaj zmiennych stanowią odpisy z tytułu utraty wartości aktywów trwałych dokonane w przeszłości. W badaniach korzysta się zwykle z dużych prób statystycznych, a dane pochodzą z baz danych obejmujących
sprawozdania finansowe spółek różnych branż.
Wyniki badań nad determinantami dokonywania odpisów z tytułu utraty
wartości opisano w literaturze już w latach osiemdziesiątych (Elliott, Shaw,
1988, s. 117–134). Badania przeprowadzone w USA przez J.A. Elliott
i W.H. Shaw dotyczyły 240 obserwacji spółek z różnych branż, które dokonały odpisów w latach 1982–1985. Korzystano z bazy Compustat Industrial
Tape. Średnia suma aktywów dla obserwacji z odpisami wyniosła 2.634 mln $,
a mediana 868 mln $. Na podstawie badań stwierdzono, że większość odpisów
była wykazywana dopiero w IV kwartale. Jest to związane z większym stopniem tolerancji rynku na straty rejestrowane za IV kwartał bądź za cały rok.
Odpisy były wyższe w przypadku spółek większych, osiągających mniejsze
zyski (przed uwzględnieniem odpisów), charakteryzujących się niższą rentownością kapitałów i mających wyższe zadłużenie.
Seria publikacji wyników badań dotyczących odpisów wartości pochodzi
z 1996 r. Głównym celem badań J. Francis, J.D. Hanna i L. Vincent (1996,
s. 117–134) jest analiza czynników występowania odpisów. Odpowiadano
na pytanie, czy odpisy zależą od czynników ekonomicznych, czy bardziej są
pochodną celów polityki rachunkowości. Badania dotyczyły ponad 670 przypadków spółek amerykańskich, które ujawniły odpisy w latach 1988–1992.
142
Korzystano z bazy PS Newswire. Próba obejmowała ponad 3.900 spółek, z których wyłączono instytucje finansowe. Średni odpis stanowił ponad 76 mln $,
mediana ok. 8,8 mln $. Stanowiło to odpowiednio 6,7 i 3,6% sumy aktywów.
Zgodnie z wynikami badań, czynniki obu tych grup okazały się istotne,
jednak poziom ich istotności zależy od grupy aktywów, której odpisy dotyczyły.
W przypadku aktywów rzeczowych większe znaczenie miały czynniki ekonomiczne. Dla wartości firmy istotne stały się sprawozdawcze cele menedżerskie (w badaniach autorzy uwzględnili również rezerwy restrukturyzacyjne,
ponieważ badanie dotyczyło szerszego zakresu pozycji). Grupa spółek, które
dokonywały odpisów, różniła się od podmiotów, które nie dokonywały odpisów – niższą stopą zwrotu z akcji, wzrostem relacji wartości księgowej do
wartości kapitalizacji spółki (dalej BV/P) oraz zmianą ROA.
Nie wszystkie oceny odnoszone do parametrów zmiennych mierzących
cele menedżerskie były zgodne z oczekiwaniami. Okazało się, że spółki, których kondycja znacząco pogarszała się, dokonywały odpisów większych. Spółki
o zwiększającej się rentowności dokonały mniejszych odpisów. Nie odnotowano
zatem chęci „wygładzania” zysków (por. Zucca, Campbell, 1992, s. 30–41).
Prawidłowość ta nie dotyczyła jednak odpisów wartości firmy.
Kolejne badania przeprowadzili J.A. Elliot i J.D. Hanna (1996, s. 135–155).
Autorzy analizowali częstotliwość ujawniania istotnych pozycji „specjalnych, nadzwyczajnych” (ang. Special Items) w latach 1956–1994 w USA
i stwierdzili znaczny wzrost udziału spółek wykazujących pozycje specjalne.
W celu przeprowadzenia właściwych badań wybrano lata 1970–1994. Ostateczną próbę stanowiło ponad 2.700 spółek, tworząc ok. 100 tys. obserwacji
kwartalnych. Korzystano z bazy Compustat. W badaniach wykazano, że
zyski są znacznie wyższe w kwartałach, w których nie dokonywano odpisu
w porównaniu z zyskami (przed dokonaniem odpisu) wykazanymi w kwartałach, w których odpisu dokonano. W kwartale dokonywania odpisu zysk
(przed dokonaniem odpisu) radykalnie się obniżył. Zyski były systematycznie mniejsze w przypadku spółek dokonujących kolejnych odpisów.
Celem badań przeprowadzonych przez L. Rees, S. Gill i R. Gore (1996,
s. 157–169) było sprawdzenie, czy spółki wykorzystują odpisy z tytułu utraty wartości aktywów jako narzędzie realizacji celów polityki rachunkowości,
a w szczególności kształtowania zysków bilansowych (ang. earnings management). Przebadano 277 firm amerykańskich, które dokonały odpisy stanowiące
powyżej 0,5% sumy aktywów w latach 1987–1992 na podstawie danych z ponad 1.200 firm. Korzystano z bazy danych NAARS. Średni odpis wyniósł
ponad 50 mln $, stanowiąc ok. 5,5% sumy aktywów. Analiza rentowności
spółek wykazała, że już na 1 rok przed odpisami następuje istotne pogorszenie
stopy ROA skorygowanej o medianę branżowej stopy ROA. Dalszy wyraźny
spadek następuje w roku dokonania odpisu. Stopy zwrotu z akcji (korygowane
o medianę stopy) maleją i są istotnie mniejsze od zera już na rok przed dokonaniem odpisu. Rentowność w okresach po odpisie zależy od tego, czy były
dokonane dalsze odpisy. W przypadku braku dalszych odpisów stopa ROA
143
skorygowana o stopę branżową jest nadal ujemna, ale statystycznie nieistotnie
różna od zera. Wykazano, że w praktyce nie następuje manipulowanie wynikami poprzez odpisy (nie zaobserwowano nieuzasadnionego czy nadzwyczajnego wzrostu kapitału pracującego).
Badania dotyczące czynników kształtujących odpisy z tytułu utraty wartości aktywów były prowadzone także w Australii przez J. Cotter, D. Stokes
oraz A. Watt (1998, s. 157–179). Zbadano sprawozdania finansowe 82 losowo
wybranych spółek prowadzących działalność w różnych branżach za 1993 r.
Z tej próby ponad 50 spółek ujawniło różne odpisy. Średni odpis wyniósł ponad
10 mln $ i stanowił ok. 0,044 sumy aktywów. Zgodnie z wynikami badań,
kwota odpisów była związana z czynnikami wynikającymi z realizacji polityki
rachunkowości przedsiębiorstwa oraz możliwościami uwzględniania skutków
dokonywania odpisów w kapitale własnym. Przeprowadzona analiza korelacji
wykazała, że w istotny sposób stopa odpisów była skorelowana z ryzykiem
rozwoju, zmianami w zyskach (tu związek jest ujemny), stopą rezerw gotówki
oraz zmianami odnotowanymi w organach spółki. Oszacowano również zależność regresyjną między stopą odpisów a analizowanymi zmiennymi. Istotne
statystycznie okazały się oceny współczynników regresji przy zmiennych:
ryzyko rozwoju, wielkość spółki (parametr ujemny), zmiany wyników finansowych (parametr ujemny), stopa rezerw pieniężnych oraz zmiany w organach
spółki.
Kolejne badania zostały przeprowadzone przez E.J. Riedl (2004, s. 823–852)
w USA. Związek, jaki zachodzi między kwotą odpisów a przyjętymi zmiennymi został oceniony w kontekście dwóch regulacji: po wprowadzeniu amerykańskiego standardu rachunkowości SFAS No. 121 (ang. Statements of
Financial Accounting Standards), regulującego rachunkowość w zakresie
utraty wartości aktywów, oraz przed jego wprowadzeniem. Inspiracją tych
badań była w szczególności krytyka rozwiązań wprowadzonych przez SFAS
No. 121. Badania przeprowadzono na podstawie ponad 1 tys. spółek działających w różnych branżach w USA za lata 1992–1998, z czego ok. 400 spółek
wykazała odpisy. Średni odpis stanowił ok. 0,029 sumy aktywów (mediana
0,019). Czynniki związane z polityką rachunkowości zostały uwzględnione
przez wskazanie zmian w składzie osobowym zarządu spółki (zmienna zerojedynkowa) oraz zmienne stanowiące indykator wygładzania zysków. Była to
zmiana zysku przed odpisami skalowana wartością aktywów, gdy była powyżej mediany wartości dodatnich oraz 0 w przeciwnym razie. Oczekiwany związek jest dodatni.
Kolejna zmienna mierzy tendencje redukowania odpisów w okresach malejących zysków (ang. bathing). Jest nią zmiana zysku przed odpisami skalowana wartością aktywów, gdy była poniżej mediany wartości ujemnych oraz
0 w przeciwnym razie. Oczekiwany związek jest ujemny. Przed wprowadzeniem SFAS No. 121 stopy odpisów były skorelowane głównie z czynnikami
ekonomicznymi. Po wprowadzeniu SFAS No. 121 istotna korelacja odpisów
z czynnikami ekonomicznymi była ograniczona do zmian zysków i przepływów
144
środków pieniężnych przedsiębiorstwa. Wykazano tendencję redukowania
odpisów w okresach malejących zysków. Przeprowadzona analiza regresji zależności między stopą odpisów a czynnikami ekonomicznymi i sprawozdawczymi prowadziła do odmiennych wniosków. Przed wprowadzeniem SFAS
No. 121 współczynniki przy czynnikach ekonomicznych były statystycznie
istotne, natomiast po wprowadzeniu omawianych regulacji jedynym czynnikiem istotnym okazała się tendencja redukowania odpisów w okresach malejących zysków. Regulacja doprowadziła do osłabienia związku odpisów
z tytułu utraty wartości z czynnikami ekonomicznymi.
3. Analiza jedno- i wieloczynnikowa determinantów
dokonywania odpisów z tytułu utraty wartości
aktywów trwałych za 2008 r. na podstawie spółek
notowanych na GPW w Warszawie
3.1. Wybór próby
Przeprowadzone badanie opiera się na analizie sprawozdań finansowych
(łącznie z informacją dodatkową) z oficjalnych stron internetowych wszystkich
spółek, których akcje są notowane na GPW (korzystając z linku Dane teleadresowe spółek, 2009; http://www.gpw.pl). W badaniu empirycznym przyjęto analizowanie determinantów występowania i kwot odpisów z tytułu utraty
wartości aktywów trwałych, poza aktywami finansowymi, za rok 2008. Korzystano ze sprawozdań finansowych spółek za okresy roczne z lat 2007–2008.
Nie brano pod uwagę podmiotów prowadzących działalność w usługach finansowych oraz samych instytucji finansowych.
Wstępnie analizowano informacje o spółkach, które dokonały odpisów z tytułu utraty wartości aktywów trwałych za lata 2007–2008. Dane o odpisach
za rok 2007 zbierano w celu analizowania ewentualnej rekurencji odpisów.
Zestawiono 65 takich spółek. W tej grupie – 61 spółek ujawniło odpisy za
2008 r., a 4 spółki dokonały odpisu wyłącznie za 2007 r. Spośród 61 spółek,
które dokonały odpisu za 2008 r., ponad połowa spółek ujawniła odpis także
w poprzednim roku. Suma aktywów tych spółek objętych odpisami wyniosła
średnio 2.866,2 mln PLN (mediana 805,2 mln PLN). Suma odpisów z tytułu
traty wartości dotyczących niefinansowych składników aktywów trwałych za
2008 r. wynosiła ogółem 3.784 mln PLN, co stanowiło ok. 2,2% sumy sum aktywów tej grupy spółek na koniec 2008 r. Po odjęciu maksymalnego odpisu za
2008 r. (PKN Orlen: 2.499 mln PLN) wartość odpisów wyniosła 1.285 mln PLN
145
i stanowiła ok. 1% wartości aktywów. Odpisy w ok. 98% badanych spółek
były odnoszone na wynik finansowy.
Suma odpisów za 2007 r. wynosiła 1.989 mln PLN. Po odjęciu maksymalnego odpisu (PGNIG: 1.326 mln PLN) suma aktywów kształtowała się na poziomie ok. 663 mln PLN. Suma odpisów z tytułu utraty wartości aktywów
trwałych za 2008 r. wzrosła o ok. 90% w relacji do poprzedniego roku.
W strukturze odpisów z tytułu utraty wartości aktywów trwałych dominują
odpisy w zakresie rzeczowych aktywów trwałych (ok. 84%). Odpisy charakteryzowały się mniejszym stopniem uznaniowości. Odpisy wartości firmy dokonane w 2008 r. stanowiły 8,7% sumy wszystkich dokonanych przed spółki
odpisów z tytułu utraty wartości. Odpisy innych wartości niematerialnych
stanowią 6,4% sumy odpisów w 2008 r.
Przeprowadzone analizy porównawcze wymagały opracowania grupy kontrolnej podmiotów, które nie dokonały odpisów za 2008 r. Dokonano losowego
doboru takiej próby i objęła ona 84 podmioty. Były one dobrane z listy spółek
notowanych na GPW, również z wyłączeniem instytucji finansowych i spółek
realizujących usługi finansowe. Siłą rzeczy, próba była opracowana po wyłączeniu podmiotów, u których wystąpiły odpisy. Suma aktywów tych spółek na
koniec 2008 r. wyniosła średnio 505,6 mln PLN (mediana 240,1 mln PLN).
3.2. Analiza jednoczynnikowa różnic między grupą
przedsiębiorstw dokonujących odpisów oraz grupą
kontrolną
Interesują nas różnice między grupą spółek notowanych na GPW i dokonujących odpisów z tytułu utraty wartości aktywów trwałych a grupą, która ich
nie ujawnia. Przeprowadzono jednoczynnikową analizę porównawczą. Analizowano ważniejsze charakterystyki ilościowe dwóch grup spółek: 61 spółek,
które dokonały odpisów za 2008 r. oraz losowo wybranej grupy 84 spółek,
które nie ujawniały odpisów. Wstępna analiza danych wskazuje, że spółki,
które za 2008 r. dokonały odpisów, charakteryzuje: wyższa suma bilansowa,
niższa dynamika przychodów, nieco niższa rentowność operacyjna, wyższe
przepływy środków pieniężnych z działalności operacyjnej, wyższa stopa
zadłużenia i niższa płynność finansowa.
W załączniku, tabela 1, część 1.1., zostały przedstawione wyniki testu różnicy między średnimi w dwóch populacjach, przy wykorzystaniu dwóch niezależnych prób względem zmiennej grupującej „ODPIS”. Spis skrótów stosowanych w badaniu ujęto w tabeli 5. Warto tutaj podkreślić, że analizowano determinanty odpisów za 2008 r., ale zmienne objaśniające mogą pochodzić z lat
wcześniejszych. Dlatego w tabeli 5 oraz w pozostałych tabelach są dane lub
zmienne dotyczące okresów wcześniejszych. Stosuje się test parametryczny t.
146
Z tabeli 1 wynika, że podstawową zmienną, której średnie istotnie różnią
się w dwóch populacjach, jest suma aktywów na koniec 2008 r. (A08). Średnia
suma aktywów w przypadku spółek, które wykazują dokonany odpis, wynosi
ok. 2.863,7 mln PLN, podczas gdy średnia suma aktywów spółek niedokonujących odpisów wynosi 505,6 mln PLN. Różnica między średnimi jest
istotna (p = 0,004). Istotna jest różnica między średnimi wskaźnikami płynności bieżącej (CR) na koniec 2008 r. dla dwóch grup. Spółki dokonujące odpisów
wykazują na koniec 2008 r. niższą płynność (1,46) od spółek, które odpisu
nie ujawniają (1,87). Średnia żadnego wskaźnika wyprzedzającego (ang.
leading indicator) nie jest istotnie różna w dwóch grupach. Poprzez wskaźnik wyprzedzający rozumiemy tutaj każdy wskaźnik, który obejmuje dokonania sprzed 2008 r.
Dla oceny różnic między rozkładami wybranych charakterystyk ilościowych
posłużono się również testami nieparametrycznymi. W przeprowadzonym
teście „U” Manna-Whitneya (tabela 1, część 1.2) potwierdziło się, że rozkład
sum aktywów istotnie różni się w populacjach. Drugą zmienną jest zmiana
wskaźnika zadłużenia w okresie 2006–2008 (D/A06-08). Średnia i mediana
zmiany wskaźnika są wyższe dla spółek dokonujących odpisu. W skład zmiennych, których rozkład jest różny, wchodzą również wskaźniki wyprzedzające.
Spółki, które za 2008 r. dokonały odpisu, wypracowały w roku poprzednim
wyższe przepływy pieniężne z działalności operacyjnej, skalowane sumą aktywów. Wypracowywanie wyższej stopy przepływów pieniężnych z działalności
operacyjnej było charakterystyczne dla dużych podmiotów. Spółki, które
ujawniły odpis za 2008 r., wykazały za 2007 r. istotnie mniejszą różnicę między zyskiem netto (z działalności kontynuowanej) a przepływami pieniężnymi. Istotna okazała się różnica między średnimi zmianami wskaźnika
płynności w latach 2007–2008 r. Nastąpiła redukcja wskaźnika w 2008 r.,
ale tempo redukcji jest silniejsze dla grupy spółek, które dokonały odpisów.
Przeprowadzono ocenę różnic rozkładów charakterystyk ilościowych populacji za pomocą testu serii Walda-Wolfowitza. Spółki ujawniające dokonane
odpisy za 2008 r. cechuje w 2006 r. niższa średnia rotacja aktywów od średniej
spółek niewykazujących odpisów (tabela 1, część 1.3). Nie potwierdziły tego
jednak testy istotności różnicy median. Okazało się również, że rozkład zmiany
ROI za lata 2006–2007 jest różny dla dwóch grup spółek. Zaobserwowano
średni wzrost ROI w przypadku spółek, które nie dokonały odpisów. Nie potwierdzają tego jednak testy istotności różnicy median (definicja ROI – tabela 5).
Do oceny zależności między zmiennymi jakościowymi zastosowano tablice
wielodzielcze typu 2x2. Odpowiednie dane przedstawiono w tabeli 1, część
1.4. dla dwóch przypadków. Przypadek „a” obejmuje zależności między odpisem a jakością zewnętrznego audytu sprawozdania finansowego spółki.
W przypadku „b” opisano zależność między odpisem a zmianami w składzie
osobowym zarządu spółki. Ocena jakości audytu sprawozdania finansowego
jest trudna, biorąc pod uwagę konieczność stosowania pomiaru. W badaniach
147
empirycznych najczęściej przyjmuje się, że jakość ta jest związana z przeprowadzaniem rewizji przez wielkie korporacje audytorskie. Przyjęto zmienną
zero-jedynkową. Zmienna przyjmuje wartość 1, gdy badanie ksiąg przeprowadza podmiot, który zdobywa do dziesiątego miejsca w rankingu „Rzeczpospolitej” firm audytorskich zarówno w 2008 i w 2007 r. Autorzy zdają sobie
sprawę z ograniczeń tego podejścia, biorąc pod uwagę fakt, że ranking był
tworzony na podstawie czterech kryteriów: liczba opinii, przychody, aktywa
i liczba zatrudnionych przy audycie. Ranking wyraża zatem pozycję rynkową
firm audytorskich. Weryfikowalność jest jednak jego zaletą. Wykaz firm
przedstawia tabela 5. Spółki, które charakteryzuje wyższa jakość audytu
zewnętrznego, stanowią 72% wszystkich spółek, w których dokonano odpisu
za 2008 r. Analogiczny wskaźnik dla grupy kontrolnej wynosi 52%. Testowana
za pomocą statystyki chi-kwadrat zależność skutkuje odrzuceniem hipotezy
o niezależności zdarzeń na poziomie istotności α = 0,01, z uwzględnieniem
korekty Yatesa.
Testowano również niezależność zdarzeń między dokonaniem odpisu
a zmianami w składzie zarządu. Istnieją umiarkowane przesłanki do odrzucenia hipotezy o niezależności tych zdarzeń. Odsetek spółek, których skład zarządu w istotny sposób się zmienił, jest znacznie wyższy dla grupy spółek
dokonujących odpisów i wynosi 62%. W grupie kontrolnej odsetek ten wynosi
39%. Przyjęto zmienną zero-jedynkową, gdy zmieniono przynajmniej prezesa
zarządu lub wymieniono cały zarząd.
Zbadano, na ile jest istotna migracja spółek do grupy dokonujących odpisów
w 2008 r. Odpowiednie dane przedstawia tabela 1, część 1.5. Liczba spółek
ujawniających odpis za 2007 r. i 2008 r. wynosi 37. W przypadku 24 spółek,
odpisu dokonano za 2008 r. i nie towarzyszył temu odpis za 2007 r. Cztery
spółki ujawniły odpis za 2007 r. i nie obserwuje się kontynuacji w roku następnym. Przeprowadzona za pomocą statystyki T testu MCNemara analiza
wskazuje na istotne różnice w parach zmiennych jakościowych. Potwierdza się
zatem, że migracja spółek do grupy dokonujących odpisu jest istotna w 2008 r.
3.3. Analiza wieloczynnikowa prawdopodobieństwa
wystąpienia odpisów
Przed ostatecznym przyjęciem postaci modelu oceniano również skutki
interakcji między zmiennymi z punktu widzenia prawdopodobieństwa dokonywania odpisów. W modelowaniu przyjęto, że zmienna zależna jest typu
zero-jedynkowego, przyjmującą wartość 1 w przypadku dokonywania odpisu
przez spółkę, a 0 w przeciwnym razie. Przeprowadzono analizę za pomocą
zwykłej regresji liniowej oraz analizy logitowej. Wyniki przedstawiono w tabeli 2, w części 2.1. oraz 2.2.
148
Przedstawione w tabeli 2 oceny parametrów regresji liniowej świadczą,
że wybrane zmienne wpływają w istotny sposób na prawdopodobieństwo
wystąpienia odpisu. Prawdopodobieństwo dokonania odpisów jest związane
głównie z czynnikami jakościowymi i wzrasta w przypadku ujawniania odpisów w przeszłości. Istotnym parametrem są zmiany w składzie osobowym
zarządu. Ocena parametru przy jakości audytu zewnętrznego sprawozdań
finansowych okazała się nieistotna. W przypadku zastosowania zmiennej
stanowiącej iloczyn tych zmiennych ocena jest dodatnia i istotna – tego modelu nie wykazano w załącznikach. Prawdopodobieństwo wystąpienia odpisu
wzrasta wraz ze wzrostem sumy bilansowej (po logarytmowaniu), aczkolwiek
ocena ta nie jest istotna.
Praktycznie wszystkie testy w analizie jednoczynnikowej wykazały istotną
różnicę między średnimi i medianami sum aktywów dla dwóch grup spółek.
Kwestia polega na tym, że w analizowanej grupie występują silne interakcje
między sumą aktywów a rentownością, zdolnością do generowania przepływów
pieniężnych oraz zmianami tych wielkości w czasie w kontekście prawdopodobieństwa ujawnienia odpisów. Prawdopodobieństwo przynależności do grupy „ODPISY” jest odwrotnie proporcjonalne do wielkości relacji przepływów
pieniężnych z działalności operacyjnej za rok poprzedni do aktywów (wynik
inny niż w analizie jednoczynnikowej). Prawdopodobieństwo wystąpienia
odpisu za 2008 r. zwiększa się wraz z ROI w poprzednim roku (liczonym przed
uwzględnieniem odpisów). Oceny nie są jednak potwierdzone dodatnim związkiem między modułem redukcji przepływów pieniężnych za lata 2006–2008
a prawdopodobieństwem wystąpienia odpisu. Stwierdza się wręcz istotną zależność odwrotną. Należy tu uwzględnić, że przyjęto specyficzną zmienną
przyjmującą wartość modułu zmiany przepływów pieniężnych w przypadku
redukcji oraz zero w przeciwnym razie (zmianie przepływów pieniężnych
przyporządkowano znak dodatni w przypadku redukcji przepływów).
Wyniki potwierdzają szczególną rolę przepływów pieniężnych przy predykcji odpisów. Trzeba podkreślić występowanie silnych interakcji następujących zmiennych: sumy aktywów, ROI oraz relacji przepływów pieniężnych
do aktywów w kontekście związku z prawdopodobieństwem dokonania odpisów. Istotne są oceny parametrów przy zmiennych stanowiących multiplikację logarytmu sumy aktywów oraz zdolności do generowania przepływów
pieniężnych z działalności operacyjnej (LnAxCFO/A07 – znak dodatni oceny) oraz multiplikację logarytmu sumy aktywów i ROI LnAxROI07 (znak
ujemny oceny). Prawdopodobieństwo dokonania odpisów jest dodatnio związane z różnicą między zyskiem netto a przepływami środków pieniężnych
w 2008 r. i istnieją podstawy do uznania związku za statystycznie istotny.
Może to świadczyć, że spółki dokonujące odpisów są zaangażowane w proces
kształtowania zysku bilansowego. Wymaga to dalszych badań. Skorygowany R2 modelu wynosi 0,52 i jest istotny statystycznie.
Zastosowany i przedstawiony wyżej tryb opracowania regresji jest często
krytykowany. Głównym elementem krytyki jest to, że wyznaczone w regresji
149
liniowej estymowane wartości prawdopodobieństwa mogą być ujemne lub
większe od jedynki. Zaleca się w tym przypadku stosowanie regresji logitowej. W tabeli 2, część 2.2. przedstawiono wyniki estymacji prawdopodobieństwa braku odpisów, czyli prawdopodobieństwa, że zmienna „ODPIS” przyjmie wartość równą zero. Dane potwierdzają wyniki z regresji liniowej, z tą
różnicą, że jeszcze jedna zmienna okazuje się istotna, a mianowice logarytmowana suma aktywów.
3.4. Analiza korelacji stóp odpisów z tytułu utraty
wartości aktywów trwałych z wybranymi zmiennymi
Wstępnym etapem analizy czynników determinujących zakres odpisów
z tytułu utraty wartości aktywów trwałych spółek za 2008 r. jest analiza
korelacji (wskaźniki zestawiono w tabeli 3). Stopa odpisów jest mierzona za
pomocą relacji kwoty odpisu z tytułu utraty wartości do sumy aktywów na
koniec 2008 r. Wyróżnia się dwa rodzaje stóp. W stopie pierwszego rodzaju
uwzględniono kwotę odpisów całkowitych, czyli odpisy, które mogą korygować zarówno zyski, jak i kapitał własny. Stopa drugiego rodzaju opiera się
na odpisach obciążających wynik. Korelacja jest mierzona za pomocą wskaźnika korelacji Pearsona oraz wskaźników korelacji nieparametrycznych: korelacji rang Spearmana, Tau Kendalla oraz Gamma. Przedstawiono korelacje
istotne dla poziomu istotności α = 0,1.
Analiza danych zawartych w tabeli 3 wskazuje, że w przypadku korelacji
Pearsona jedynym związkiem korelacyjnym istotnym statystycznie (p < 0,1)
jest ujemna korelacja między wynikową stopą odpisu a zmianą ROI w latach 2007–2008. Dzięki analizie korelacji nieparametrycznych potwierdza
się tę zależność. Jednocześnie poszerza się listę zmiennych. Stwierdzono
korelację ujemną między stopą odpisów oraz dynamiką przychodów w latach
2007–2008. Istotna jest korelacja ujemna między stopą pierwszego rodzaju
i sumą aktywów. Można zatem stwierdzić paradoks polegający na tym, że
dokonywanie odpisów jest dodatnio skorelowane z sumą aktywów, natomiast
w grupie przedsiębiorstw dokonujących odpisów, stopa odpisu jest ujemnie
skorelowana z sumą aktywów.
Dokonywanie odpisów jest determinowane głównie czynnikami jakościowymi (przynależność do dużych podmiotów, jakość audytu zewnętrznego,
zmiany w składzie zarządu). W grupie dokonującej odpisów, większe podmioty
są narażone na mniejsze ryzyko. Włączono do zmiennych skorelowanych ze
stopą odpisów szerszą listę zmiennych opartych na dynamice ROI, w tym za
lata 2006–2008. Istotna i ujemna okazała się korelacja między stopą odpisu
drugiego rodzaju a wskaźnikiem płynności na koniec 2008 r. Zakres odpisu
jest skorelowany ze stanem płynności finansowej na koniec okresu, za który
jest dokonany odpis. Nie stwierdzono korelacji między stopą odpisów za
150
2008 r. oraz stopą odpisów za 2007 r. lub samym zdarzeniem ujawnienia
odpisów za rok poprzedni.
Różnice między wskaźnikami korelacji Pearsona oraz wskaźnikami korelacji nieparametrycznych wskazują na możliwość krzywoliniowej postaci
pewnych zależności. Przeprowadzono analizę graficzną między stopą odpisu
a wybranymi zmiennymi. Analiza wykresów wskazała, że zależności między
stopami odpisów a wybranymi czynnikami mogą być typu wykładniczego:
y = a e b X ξ dla b < 0. Silniejsze zjawiska kryzysowe wywołują znaczny wzrost
odpisów po osiągnięciu odpowiedniej obniżki stóp zwrotu lub przychodów.
3.5. Modele opisujące zależność między stopą odpisu
z tytułu utraty wartości aktywów trwałych
a wybranymi czynnikami
W dalszej części badania uwzględniono możliwość, że zależności między
stopami odpisów a wybranymi czynnikami determinującymi nie są typu liniowego. Zależność między stopą odpisu a czynnikami ją determinującymi
została opisana za pomocą modelu multiplikatywnego:
ε(O/A) =α0 x X1α1 x … x Xn αn x ξ ,
gdzie:
ε = operator nadziei matematycznej;
Xi = i-ty czynnik kształtujący stopę odpisu;
O/A = stopa odpisu w 2008 r. – odpis z tytułu utraty wartości aktywów / suma
aktywów.
W celu wyznaczenia parametrów modelu posłużono się transformacją logarytmiczną zmiennych Xi do postaci liniowej. Przy zastosowaniu logarytmów naturalnych model jest następujący: ln (O/A) = ln α0 +ln α1x X1 + …
ln αn x Xn + ln ξ.
Wyniki modelowania zależności stopy odpisu pierwszego rodzaju od wybranych zmiennych przy zastosowaniu transformacji logarytmicznej przedstawiono w tabeli 4. Zmienną zależną jest logarytm naturalny stopy odpisu
pierwszego rodzaju. Z danych wyłączono 3 spółki, których stopa odpisu całkowitego kształtuje się powyżej 10% sumy aktywów na koniec 2008 r. Ostateczna próba składa się z 58 obserwacji. Z tabeli 4 wynika, że trzy oceny
parametrów modelu są istotne: logarytm naturalny dynamiki przychodów
w okresie 2007–2008, logarytm naturalny wskaźnika płynności bieżącej na
koniec 2008 r., zmiana ROI oper (na poziomie operacyjnym: definicja tabela 5)
przed odpisami za lata 2006–2008.
151
Oceny tych parametrów są ujemne. Ocena logarytmu naturalnego sumy
aktywów jest ujemna i obarczona dużym błędem. Ocena zmiany stopy zadłużenia aktywów jest dodatnia, ale nie jest to parametr istotny. Ujemna
jest ocena parametru przy zmiennej stanowiącej różnicę między zyskami
netto a przepływami pieniężnymi z działalności operacyjnej za 2008 r. (skalowanymi sumą aktywów). Może to świadczyć o intensywności kształtowania
zysków w spółkach wykazujących mniejsze odpisy. Wzrostowi stopy odpisów
z tytułu utraty wartości towarzyszy spadek wskaźnika płynności bieżącej.
Skorygowany współczynnik determinacji wielorakiej modelu wynosi ok. 0,23
i jest istotny.
Przeprowadzono również analizę wrażliwości dla regresji. Wyniki nie
zostały zaprezentowane w załącznikach. W pierwszym etapie logarytm naturalny stopy odpisu pierwszego rodzaju zastąpiono logarytmem stopy odpisu
drugiego rodzaju. Znaki ocen parametrów oraz ich statystyczna istotność
pokrywają się z modelem opisanym wcześniej. Współczynnik determinacji
wielorakiej jest nieco niższy, ale istotny statystycznie, i wynosi 0,19. Przy
założeniu, że model zależności między zmiennymi jest liniowy, a nie multiplikatywny, przeprowadzono analizę regresji. Znaki i istotność oceny parametrów pozostały bez zmian. Współczynnik skorygowany determinacji wielorakiej wynosi ok. 0,17.
Kolejnym etapem analizy wrażliwości była estymacja modelu bez wyrazu
wolnego. Jakkolwiek nie jest to tryb ogólnie zalecany w statystyce, w tym
przypadku jest uzasadniony. Po pierwsze, obszarem zainteresowań mogą
być objęte niskie stopy odpisów. Po drugie, trudno zakładać możliwość realizacji odpisów bez przychodów lub aktywów, co założono w modelu z wyrazem
wolnym. Znaków oszacowanych parametrów nie zmieniono, poza log. naturalnym aktywów. Ocena jest dodatnia, a parametr jest istotny.
Podsumowanie
Badania empiryczne dotyczące odpisów z tytułu utraty wartości aktywów trwałych przeprowadzono na podstawie skonsolidowanych sprawozdań
finansowych spółek, których akcje są notowane na Giełdzie Papierów Wartościowych w Warszawie. Za 2008 r. 61 spółek ujawnia odpisy z tytułu trwałej
utraty wartości aktywów trwałych, poza aktywami finansowymi. Analizowano
determinanty prawdopodobieństwa wystąpienia odpisów przez spółki oraz
czynniki wpływające na kwotę odpisów, stawiając i weryfikując trzy hipotezy.
Z analizy jednoczynnikowej wynika jednoznacznie, że czynniki jakościowe
związane z polityką spółki oraz rozmiary spółki (czynnik de facto jakościowy
i ilościowy) stanowią podstawowe determinanty ujawniania odpisów z tytułu utraty wartości aktywów trwałych. Spółki dokonujące odpisów nie wyka152
zują gorszych dokonań finansowych, a wiele analizowanych wyników tej grupy
spółek okazuje się, średnio biorąc, lepsza. Niekorzystne dla tej grupy indykatory to: istotnie wyższa zmiana wskaźnika zadłużenia oraz wyraźny związek
z niższą i bardziej obniżającą się płynnością finansową. Spółki ujawniające
odpisy cechuje prawdopodobnie bardziej konserwatywna polityka rachunkowości. Dowodem tego jest istotnie mniejsza dla tych spółek różnica między
zyskami netto a przepływami pieniężnymi za poprzedni rok obrotowy (skalowana sumą aktywów) oraz bardziej ujemna różnica tych wielkości za 2008 r.
(spółki wykazujące agresywne podejście w sprawozdawczości finansowej zwykle cechuje większa różnica między zyskami netto a przepływami). Nie potwierdzamy wpływu czynników branżowych na ujawnianie odpisów.
Zgodnie z wynikami analizy wieloczynnikowej prawdopodobieństwa wykazywania odpisów uzyskano potwierdzenie znacznej części powyższych wniosków. Największą moc obserwowaną mają dwa parametry jakościowe: ujawnienie odpisu za 2007 r. oraz zmiany w zarządzie. Moc testu oznacza prawdopodobieństwo odrzucenia hipotezy, gdy prawdziwa jest hipoteza alternatywna. Ich oceny są dodatnie. Z analizy logitowej wynika istotny wpływ sumy
bilansowej, z oceną dodatnią parametru.
Kolejny etap badania obejmuje analizę czynników kształtujących stopę
odpisu. W wyniku analizy jednoczynnikowej stwierdzono istnienie korelacji
ujemnej między stopą odpisu a następującymi zmiennymi: zmianą ROI w latach 2006–2008, dynamiką przychodów ze sprzedaży w latach 2007–2008,
sumą aktywów, wielkością wskaźnika płynności bieżącej na koniec 2008 r.
W analizie wieloczynnikowej testowano zależność wykładniczą między stopą
odpisu a wybranymi czynnikami determinującymi. Trzy oceny parametrów
modelu są istotne: logarytm naturalny dynamiki przychodów w latach
2007–2008, logarytm naturalny wskaźnika płynności bieżącej na koniec
2008 r. oraz zmiana ROI na poziomie operacyjnym za lata 2006–2008. Oceny
parametrów są ujemne.
Nawiązując do hipotez postawionych we wprowadzeniu, pozytywnie zweryfikowano hipotezę o związku między prawdopodobieństwem dokonywania
odpisów z tytułu utraty wartości aktywów i czynnikami związanymi z polityką
rachunkowości na poziomie jednostek gospodarczych oraz szeroko rozumianymi czynnikami zarządczymi. Istotnymi czynnikami systematycznymi dokonywania odpisów są: zmiany w składach zarządu, jakość audytu sprawozdania finansowego, przynależność do większych podmiotów. Nie potwierdzono
istotności związku między prawdopodobieństwem wystąpienia odpisu z pogorszeniem dokonań ekonomicznych, w tym wyników branżowych.
Inne są determinanty kształtujące kwotę odpisów. W tym przypadku odrzucono hipotezę o istotności statystycznej związku czynników polityki rachunkowości i różnych czynników zarządczych z kwotą odpisów. Potwierdzono
z kolei związek kwoty odpisów z czynnikami ekonomicznymi, w szczególności z logarytmem naturalnym dynamiki przychodów w latach 2007/2008,
153
logarytmem naturalnym wskaźnika płynności bieżącej na koniec 2008 r. oraz
zmianą ROI na poziomie operacyjnym za lata 2006–2008.
Potwierdzono hipotezę trzecią o możliwości opisania prawdopodobieństwa
wystąpienia oraz kwoty odpisów z tytułu utraty wartości aktywów trwałych
jako funkcji dokonań finansowych i czynników zarządczych. Należy w tym
przypadku zaznaczyć, że istotność parametrów szacowanych zależności
okazywała się zróżnicowana. Gdy zmienną objaśnianą jest prawdopodobieństwo wystąpienia odpisu, istotne okazują się czynniki związane z polityką
rachunkowości, a szerzej – czynniki o charakterze jakościowym. W analizie
determinantów kwoty odpisów, ważniejsze okazują się dokonania ekonomiczne, w tym zmiany tych dokonań.
Rezultaty badania mają istotne znaczenie teoretyczne i wynikają z nich
określone postulaty praktyczne. Analizowano czynniki systematyczne dokonywania odpisów. Przedmiotem analiz nie były zatem indywidualne przypadki jednostek gospodarczych i odpisów, lecz czynniki, które dotyczyły większej próby. Wykazano zależności istotne dla poznania i rozumienia procesów sprawozdawczości finansowej oraz realnego wykorzystywania narzędzi
polityki bilansowej. Wyniki potwierdzają ogólnie związek między kwotą odpisów a czynnikami ekonomicznymi, zwłaszcza pogorszeniem wskaźników
rentowności, oraz związek prawdopodobieństwa dokonania odpisu z czynnikami polityki rachunkowości, stwierdzony w badaniach innych autorów. To,
co wyróżnia wyniki badań przeprowadzonych w Polsce, dotyczy czynników
prawdopodobieństwa dokonywania odpisów.
Wyniki badań stanowią zatem potwierdzenie niepokojących tendencji
występujących w praktyce sprawozdawczości finansowej w Polsce. Badania
świadczą jednoznacznie, że dokonywanie odpisów z tytułu utraty wartości
aktywów trwałych jest związane głównie z czynnikami jakościowymi (w tym
zmianami zarządu, wielkością spółki, jakością audytu). Czynnikiem systemowym samego procesu dokonywania odpisów nie są czynniki ekonomiczne.
Wyniki stanowią zatem podstawę do rozważań, w jakim stopniu rozwiązania
stosowane w sprawozdawczości finansowej przez głównie mniejsze podmioty
odzwierciedlają utratę wartości aktywów. Jest to istotne przy interpretacji
wyników finansowych wielu spółek.
Literatura
Cotter J., Stokes D., Watt A. (1998), An analysis of factors influencing asset writedowns. „Accounting and Finance”, 38.
Elliott J.A., Shaw W.H. (1988), Write-Offs as Accounting Procedures to Manage Perceptions. „Journal of Accounting Research”, vol. 26, s. 117–134.
154
Elliot J.A., Hanna J.D. (1996), Repeated Accounting Write-Offs and the Information
Content of Earnings. „Journal of Accounting Research”, vol. 34.
Francis J., Hanna J.D., Vincent L. (1996), Causes and Effects of Discretionary Asset
Write-Offs. „Journal of Accounting Research”, vol. 26.
Kuzior A. (2006): Rzeczowe aktywa trwałe. [w:] „Rachunkowość finansowa”, wyd. 2,
pod red. Z. Messnera. AE Katowice.
Międzynarodowe Standardy Sprawozdawczości Finansowej 2007, SKwP, Warszawa.
Rees L., Gill S., Gore R. (1996), An Investigation of Asset Write-Downs and Concurrent Abnormal Accruals, „Journal of Accounting Research”, vol. 34.
Riedl E.J. (2004): An Examination of Long-Lived asset Impairments. „The Accounting Review”. Vol. 79, no. 3.
Świderska G.K. (red.) (2009), Sprawozdanie finansowe według polskich i międzynarodowych standardów rachunkowości, Difin, Warszawa, s. 3–30 – 3–34.
Wilson G.P. (1996), Discussion Write-Offs: Manipulation or Impairment? „Journal
of Accounting Research” Vol. 34 Supplement, s. 171–177.
Zucca L., Campbell D. (1992), A closer look at Discretionary Writedowns of Impaired
Assets, „Accounting Horizons”. Sept.
Źródła internetowe:
Dane teleadresowe spółek (2009),
http://www.gpw.pl/gpw.asp?cel=inwestorzy&k=5&i=/ Spolkigieldowe/listaopis&sky=1,
ostatni dostęp 01.12.2009 r.
Streszczenie
Prawo bilansowe oraz regulacje środowiskowe wskazują na konieczność przeprowadzania na dzień bilansowy badania utraty wartości aktywów. Wynika to z nadrzędnych zasad rachunkowości, jak również z przyjętych metod wyceny. Dokonane
korekty wartości mogą wpływać na wartość aktywów oraz wyniki finansowe.
Badania empiryczne przeprowadzono na podstawie skonsolidowanych sprawozdań
finansowych spółek, których akcje są notowane na GPW w Warszawie. Za 2008 r.
61 spółek ujawniło odpisy z tytułu utraty wartości niefinansowych aktywów trwałych.
Analizowano determinanty prawdopodobieństwa ujawniania odpisów oraz czynniki
kształtujące ich kwotę. Analizę jednoczynnikową przeprowadzono dla spółek ujawniających odpisy i porównano z grupą kontrolną. W 2008 r. zaobserwowano istotną
migrację spółek z grupy spółek niedokonujących odpisu do wykazującej odpisy,
przy słabej migracji odwrotnej. Istotnymi czynnikami dokonywania odpisów okazały się: wyższa suma bilansowa, jakość audytu zewnętrznego, zmiany w składzie zarządu, wyższe przepływy pieniężne z działalności operacyjnej za okres wcześniejszy,
mniejsza różnica między zyskiem netto a przepływami pieniężnymi i niższa zmiana
ROI za lata 2006–2007. Czynniki jakościowe stanowią podstawowe determinanty
dokonywania odpisów. Spółki dokonujące odpisów nie wykazują gorszych dokonań
155
finansowych. Spółki ujawniające odpisy cechuje konserwatywna polityka rachunkowości, wyrażająca się mniejszą różnicą między zyskami netto a przepływami pieniężnymi za poprzedni okres.
Zgodnie z wynikami analizy wieloczynnikowej prawdopodobieństwa wykazywania odpisów uzyskano potwierdzenie znacznej części powyższych wniosków. Największą moc obserwowaną mają dwa parametry jakościowe: ujawnienie odpisu za 2007 r.
oraz zmiany w składzie osobowym zarządu. Ich oceny są dodatnie. Z analizy logitowej wynika istotny wpływ sumy bilansowej, z oceną dodatnią parametru. Należy
podkreślić występowanie interakcji zmiennych: suma aktywów, ROI oraz relacja
przepływów pieniężnych do aktywów w kontekście związku z prawdopodobieństwem
dokonania odpisów.
Kolejny etap badania obejmował analizę czynników kształtujących stopę odpisu.
W wyniku analizy jednoczynnikowej stwierdzono istnienie korelacji ujemnej między
stopą odpisu a następującymi zmiennymi: zmianą ROI w latach 2006–2008, dynamiką przychodów ze sprzedaży w latach 2007–2008, sumą aktywów i wielkością
wskaźnika płynności bieżącej na koniec 2008 r. Nie stwierdzono zależności między
stopą odpisu a zmiennymi jakościowymi. W analizie wieloczynnikowej testowano zależność wykładniczą między stopą odpisu a wybranymi czynnikami determinującymi.
Trzy oceny parametrów modelu są istotne: logarytm dynamiki przychodów w latach
2007–2008, logarytm wskaźnika płynności bieżącej na koniec 2008 r. oraz zmiana
ROI za lata 2006–2008. Oceny wymienionych parametrów są ujemne.
Summary
Determinants of impairment losses recognition and measurement on the
example of companies listed on Warsaw Stock Exchange
We have carried out empirical research into factors determining recognition of
impairment of non-financial fixed assets. Data are collected from consolidated financial statements of companies listed on the Warsaw Stock Exchange. In 2008, 61
companies disclosed information about fixed assets impairment. We have analysed
factors influencing both the amount of impairment loss and the probability of disclosure. Univariate analysis is carried out using the group of companies having
disclosed information on asset write-downs and a control group. In 2008 we observe a significant migration of companies into the group of companies with asset
impairment disclosure, associated with a very weak adverse direction. We found
evidence that significant factors leading to assets write-downs are as follows:
higher balance-sheet total, better audit quality, changes in board of directors,
higher cash-flow from operating activities, lower difference between earnings and
cash-flow. It is the qualitative factors that most strongly influence the probability
of write-downs. The financial performance of companies recognizing impairment
losses is generally not significantly different from that of the control group. Companies disclosing impairment probably follow more conservative accounting policy.
The difference between earnings and cash-flow as far as scaled by total assets is
significantly lower than for the control group. General conclusions of the univariate analysis are confirmed by the multivariate approach. Two variables explain
156
probability of disclosing impairment: recurrence of write-downs and changes in
Board of Directors with positive estimates of coefficients. In accordance with logit
regression the size of a company is positively correlated with probability of impairment losses recognition. There is a very strong interaction effect among the
variables: ROA, operating cash flow, total assets as far as probability of recognizing impairment is concerned.
The next step in the research is analysis of factors influencing the magnitude of
fixed assets write-downs. Univariate analysis provided evidence that the amount of
impairment is negatively correlated with the following variables: net changes in
ROI in 2006–2008, sales dynamics (2007–2008), total assets and current liquidity
ratio. We found no evidence that the magnitude of asset impairment is linked with
qualitative variables, influencing the probability of write-downs. Nonlinear regression is used to describe the relationship between the magnitude of write-downs (log
of write-downs scales by total assets) and factors conditioning it. Three estimates
of coefficient are statistically significant: log of revenue index (2007–2008) log of
current liquidity ratio, log of net change of ROI (2006–2008). All three estimates
are negatively linked.
157
158
2,9280
4,6950
-2,1149
t
df
143
143
143
0,0040
0,0000
0,0362
p
Część 1.3. Test serii Walda-Wolfowitza □ □ względem zmiennej: ODPIS □; □ zaznaczono wyniki istotne z p < 0,10000
Średnia
Średnia
Liczba
„BRAK
Z
p
Z skoryg.
p
„ODPIS”
serii
ODPISÓW”
TOA 06
1,2484
1,3976
2,4495
0,0143
2,3640
0,0181
86
ROI 07-06
-0,0040
0,0048
2,2785
0,0227
2,1930
0,0283
85
CFO08-07
0,0155
0,0055
-1,6546
0,0980
1,5691
0,1166
62
CFO08-06
0,0053
-0,0113
-1,8256
0,0679
1,7401
0,0818
61
D/A08
0,5164
0,4881
-2,5096
0,0121
2,4241
0,0153
57
CR08
1,4589
1,8733
2,6205
0,0088
2,5350
0,0112
87
ROI oper06
0,0756
0,0733
1,7655
0,0775
1,6800
0,0930
82
Część 1.2. Test „U” Manna-Whitneya □ względem zmiennej: ODPIS □; □ zaznaczone wyniki są istotne z p < 0,10000
Sum. rang
Sum. rang
BRAK
U
Z
p
ODPIS
ODPISÓW
A 08
5503
5082
1512
4,2033
0,0000
ln A08
5503
5082
1512
4,2033
0,0000
CFO/A07
4908
5677
2107
1,8203
0,0687
D/A08-06
5030
5555
1985
2,3089
0,0209
CR08
3986
6599
2095
-1,8684
0,0617
CR08-07
3996
6589
2105
-1,8283
0,0675
Zn-CFO_07
3974
6611
2083
-1,9164
0,0553
Część 1.1. Test t; zmienna grupująca: Zmienna „ODPIS”
Średnia
Średnia
„BRAK
„ODPIS”
ODPISÓW”
A 08
2863708,5
505636,5
ln A08
13,51
12,40
CR08
1,46
1,87
Tabela 1. Porównanie charakterystyk spółek ujawniających odpisy oraz grupy kontrolnej
Załącznik
159
Statystyka chi-2
7,485
Statystyka chi-2 z uwzględnieniem korekty Yatesa
6,59
Wartość krytyczna statystyki chi-2 dla α = 0,01
6,63
Wartość krytyczna statystyki chi-2 dla α = 0,025
5,024
Wniosek: istnieją umiarkowane przesłanki do odrzucenia hipotezy o niezależności
Statystyka chi-2
7,62
Statystyka chi-2 z uwzględnieniem korekty Yatesa
6,70
Wartość krytyczna statystyki chi-2 dla α = 0,01
6,63
Wniosek: odrzucamy hipotezę o niezależności
b) Tablica wielodzielcza dla przypadku „ODPIS / BRAK ODPISU” a „ZMIANY W ZARZĄDZIE”
Odsetek
spółek,
„ISTOTNE
„BRAK
których
ZMIANY W
ZMIAN W
SUMA
zarząd
ZARZĄDZIE” ZARZĄDZIE”
istotnie się
zmienił
„ODPIS”
38
23
61
0,623
„BRAK ODPISU”
33
51
84
0,393
SUMA
71
74
145
Część 1.4. Test niezależności chi-2
Analiza tablic wielodzielczych 2x2 dla zmiennych jakościowych
a) Tablica wielodzielcza dla przypadku „ODPIS / BRAK ODPISU” a „JAKOŚĆ AUDYTU SPRAWOZDANIA”
Odsetek
„WYŻSZA
„ZWYKŁA
spółek
JAKOŚĆ
JAKOŚĆ
SUMA
z wyższą
AUDYTU”
AUDYTU”
jakością
audytu
„ODPIS”
44
17
61
0,721
„BRAK ODPISU”
44
40
84
0,524
SUMA
88
57
145
cd. tabeli 1
160
bc
b  c 2

4  24
4  242
 14,29
Wartość krytyczna statystyki chi-2 dla α = 0,01
6,63
Odrzucamy hipotezę o braku różnic w parach zmiennych jakościowych
T
Statystyka T dla testu Mc Nemana dla dużej próby
Część 1.5. Test McNemara
Tablica wielodzielcza dla przypadków par zmiennych jakościowych „ODPIS / BRAK ODPISU” w Rok 2008/Rok 2007
„BRAK
„ODPIS” 08
SUMA
ODPISU” '08
„ODPIS” '07
37
4
41
„BRAK ODPISU” 07
24
84
108
SUMA
61
88
149
cd. tabeli 1
161
Wyraz wolny
ln A08
TOA08-07
TOA 07-06
ROI_PO07
ROI 06
Zmiany w zarządzie
Jakość audytu
CFO/A07
CFO/A06
D/A08
„CR08”
Zn-CFO_08
ROI oper 07
ROI oper06
LnAxCFO/A07
LnAxROI07
CFO06-08*
ROI06-08*
Odpis 2007 zm. 0-1
p
df Model
19
F
9,191122
-0,4226
0,3223
-2,3871
0,2308
2,3461
0,2497
3,5961
-0,0159
-2,3414
1,9511
1,5507
0,6417
1,7939
-0,0114
0,0556
2,3040
-2,4284
-3,2851
1,3557
8,7914
t
Wielokr. R Wielokr. R2 Skoryg. R2 SS Model
0,763427
0,582821
0,519409
20,59568
SS Reszta
df Reszta MS Reszta
14,74226
125
0,117938
0,3867
0,0302
0,0714
0,0467
2,2872
0,9857
0,0631
0,0715
1,5694
0,2811
0,2243
0,0332
0,4057
0,6603
0,9184
0,1394
0,1979
0,2622
0,4759
0,0779
Błąd
Stand.
0,6733
0,7477
0,0185
0,8179
0,0205
0,8033
0,0005
0,9874
0,0208
0,0533
0,1235
0,5222
0,0752
0,9909
0,9557
0,0229
0,0166
0,0013
0,1776
0,0000
-0,1634
0,0097
-0,1705
0,0108
5,3661
0,2461
0,2268
-0,0011
-3,6744
0,5484
0,3479
0,0213
0,7277
-0,0075
0,0511
0,3211
-0,4807
-0,8612
0,6451
0,6852
Parametr
ODPIS
Gr.
Ufności
95,00%
-0,9288
-0,0500
-0,3119
-0,0816
0,8394
-1,7047
0,1020
-0,1426
-6,7804
-0,0079
-0,0961
-0,0444
-0,0751
-1,3144
-1,7664
0,0453
-0,8724
-1,3801
-0,2967
0,5309
Część 2.1. Oceny parametrów regresji liniowej z uzwględnieniem efektów interakcji
Zmienna zależna: 1 = ODPIS za rok 2008; 0 = Brak odpisu
Parametryzacja z sigma-ograniczeniami
Tabela 2. Funkcja regresji czynników kształtujących odpisy
MS Model
1,083983
p
0,000000
Gr.
Ufności
+95,00%
0,6019
0,0694
-0,0291
0,1032
9,8927
2,1968
0,3516
0,1403
-0,5685
1,1046
0,7918
0,0870
1,5306
1,2993
1,8686
0,5970
-0,0889
-0,3424
1,5869
0,8395
Moc
obserw.
(=0,05)
0,0704
0,0618
0,6587
0,0560
0,6436
0,0571
0,9461
0,0500
0,6418
0,4905
0,3370
0,0976
0,4287
0,0500
0,0503
0,6279
0,6735
0,9032
0,2699
1,0000
162
Ocena parametru
Wyraz wolny
22,100
ln A08
-1,188
TOA08-07
1,298
TOA 07-06
-1,512
ROI_PO07
-207,286
ROI 06
2,933
Zmiany w zarządzie
-4,057
Jakość audytu
0,770
CFO/A07
104,153
CFO/A06
-20,755
D/A08
-7,457
„CR08”
-0,400
Zn-CFO_08
-30,919
ROI oper 08
12,245
ROI oper 07
-12,941
LnAxCFO/A07
-9,746
LnAxROI07
17,670
CFO06-08*
36,336
ROI06-08
-28,519
Odpis 2007 zm. 0-1
-27,445
Skala
Statystyki dobroci dopasowania (regres 01 lin z interakcjami2)
Df
Stat.
Odchylenie
125
59,7374
Skal.odchylenie
125
59,7374
Chi2 Pearsona
125
58,6436
Skalow. Chi2 P.
125
58,6436
Log(il. wiar.)
-29,8687
Rozkład: DWUMIANOWY , F. wiążąca: LOGIT
Modelowane prawdopodobieństwo Odpis = 0
Część 2.2. Odpis - Oceny parametrów - regresja logitowa
Stat/Df
0,477900
0,477900
0,469149
0,469149
Błąd Standard Statystyka Walda
9,238
5,724
0,618
3,692
1,043
1,549
0,977
2,395
91,276
5,157
8,262
0,126
1,144
12,575
0,897
0,737
35,040
8,835
7,659
7,344
3,252
5,258
0,492
0,660
10,479
8,705
6,634
3,407
11,719
1,220
3,216
9,185
7,253
5,935
11,656
9,719
10,104
7,966
4082,083
0,000
1,000
0,000
p
0,017
0,055
0,213
0,122
0,023
0,723
0,000
0,390
0,003
0,007
0,022
0,416
0,003
0,065
0,269
0,002
0,015
0,002
0,005
0,995
cd. tabeli 2
163
1,0000
0,8037
0,0179
-0,1777
-0,2047
-0,0419
-0,1034
-0,1372
-0,1309
0,0894
-0,1419
-0,1050
-0,1504
-0,1023
-0,0340
-0,1510
Stopa odpisu całkowitego
Stopa odpisu wynikowego
A 08
ln A08
Dyn Przych 08
ROI 07-06
ROI 08-06
Jakość audytu
Zm zarz. x jak. aud.
CR08
ROI08-07
ROI 08-06
ROI 08-07 oper po
ROI 08-06 po
LnA08X zm. w zarządzie
LnA08x jak. audytu
Zmienna
-0,0351
-0,0860
-0,1702
-0,2327
-0,1732
-0,2291
-0,1827
-0,0756
-0,0159
-0,1490
-0,0289
-0,1490
-0,0886
0,0591
1,0000
0,8037
Korelacja
Pearsona
Stopa
Stopa
odpisu
odpisu
całk.
wynik.
-0,2223
-0,2285
-0,2353
-0,1912
-0,2353
-0,1973
-0,1896
-0,2626
-0,2575
-0,2229
-0,1992
-0,2973
-0,2051
-0,2051
0,8575
1,0000
-0,0951
-0,1529
-0,2512
-0,2138
-0,2512
-0,2230
-0,2661
-0,1490
-0,0831
-0,1868
-0,1513
-0,2426
-0,0731
-0,0731
1,0000
0,8575
Korelacja
Spearmana
Stopa
Stopa
odpisu
odpisu
całk.
wynik.
-0,1613
-0,1654
-0,1738
-0,1432
-0,1738
-0,1486
-0,1322
-0,2162
-0,2120
-0,1475
-0,1530
-0,1978
-0,1454
-0,1454
0,8537
1,0000
-0,0705
-0,1137
-0,1799
-0,1515
-0,1799
-0,1591
-0,1843
-0,1227
-0,0684
-0,1198
-0,1176
-0,1635
-0,0487
-0,0487
1,0000
0,8537
Korelacja
Tau Kendalla
Stopa
Stopa
odpisu
odpisu
całk.
wynik.
Tabela 3. Współczynniki korelacji między stopą odpisu aktywów a wybranymi zmiennymi
-0,1677
-0,1782
-0,1738
-0,1432
-0,1738
-0,1486
-0,1322
-0,3032
-0,3316
-0,1475
-0,1530
-0,1978
-0,1454
-0,1454
0,8544
1,0000
-0,0732
-0,1225
-0,1801
-0,1516
-0,1801
-0,1593
-0,1845
-0,1720
-0,1070
-0,1199
-0,1177
-0,1637
-0,0487
-0,0487
1,0000
0,8544
Korelacja
Gamma
Stopa
Stopa
odpisu
odpisu
całk.
wynik.
164
-0,018826
0,013839
-0,012971
-0,026002
-0,050040
-0,000076
Ln dyn. Przych.
LnD/A08-06
„LnCR08”
LnZn-CFO_08
LnROI 08-06 po
Odpis '07 zm. 0-1
Ln st. odpisu całkowitego
-0,000010
ln A08
0,573129
Wielokr. R
0,017410
Wyraz wolny
Param.
Parametryzacja z sigma-ograniczeniami
Zmienna zależna: Ln stopy odpisu całkowitego
0,328477
SS Reszta
0,014497
Wielokr. R2
0,005458
0,019459
0,021074
0,005172
0,010554
0,007756
0,001641
0,021632
Bł. Stand.
0,234463
df Reszta
50
Skoryg. R2
-0,01384
-2,57159
-1,23383
-2,50800
1,31124
-2,42723
-0,00589
0,80483
t
p
0,007091
MS Reszta
0,000290
SS Model
0,989013
0,013143
0,223035
0,015433
0,195767
0,018859
0,995328
0,424730
Oceny parametrów regresji liniowej (transformacja log. modelu multiplikatywnego)
Tabela 4. Funkcja regresji czynników kształtujących stopę odpisu
7
F
3,493937
df Model
-0,011039
-0,089123
-0,068330
-0,023359
-0,007359
-0,034405
-0,003306
0,001013
p
0,003985
MS Model
0,010888
-0,010956
0,016327
-0,002583
0,035037
-0,003247
0,003287
Gr. Ufności
Gr. Ufności
-95,00%
+95,00%
-0,026039
0,060859
Tabela 5. Spis skrótów
St. odpisu całkow.
Suma odpisów z tyt. utraty wartości aktywów trwałych (poza finansowymi) / sama aktywów 2008 r.
St. odpisu wynikow. Suma odpisów z tytułu utraty wartości aktywów rozliczanych na wynik / sama aktywów 2008 r.
Odpis całk. [tys. PLN] Suma odpisów z tytułu utraty wartości aktywów trwałych
(poza finansowymi) / sama aktywów 2008 r.
Odpis wyn. [tys. PLN] Suma odpisów z tytułu utraty wartości aktywów rozliczanych na wynik / sama aktywów 2008 r.
A 08, LnA 08
Suma aktywów na końcu 2008 r.; logarytm naturalny sumy
aktywów
Ln X
logarytm naturalny danej pozycji X
TOA 08
Przychody za 2008 r. / suma aktywów na końcu 2008 r.
(analogicznie rok '07; '06)
TOA08-07
Różnica między TOA 08 i TOA 07 (analogicznie różnice za
inne okresy)
Dyn Przych 08
Przychody za 2008 r. / przychody za 2007 r. (analogicznie
dyn 07)
ROI_PO/A08
Zysk z dział. kontynuowanej przed odpisami za 2008 do
sumy aktywów; analogicznie za inne okresy
ROI 06
Zysk z dział. kontynuowanej za 2006 do sumy aktywów;
analogicznie za inne okresy
ROI 08-07
Różnica między ROI_PO/A08 i ROI_PO07 (analogicznie
różnice za inne okresy)
ROI 08-06
ROI 08-07
CFO/A08
Przepływy z działalności operacyjnej za 2008 r. / aktywa
2008 r.; analogicznie za inne okresy
CFO08-07
Różnica między CFO/A08 i CFO/A07
CFO08-06
CFO 08-07
D/A08
Zobowiązania/aktywa na końcu 2008; analogicznie za inne
okresy
D/A08-07
Zmiana D/A za 2008-2007 r. ; analogicznie za inne okresy
CR08
Aktywa bieżące / zobowiązania krótkoterminowe na końcu
2008 r.; analogicznie za inne okresy
CR08-07
Zmiana CR w okresie 2008-2007 r.
AP/A08
Aktywa pieniężne / suma aktywów na końcu 2008 r.; analogicznie za inne okresy
Zn-CFO-08
Zysk netto z dz. Kontynuow. PO – przepływy z dział. oper. /
suma aktywów na końcu 2008; analog. inne
Zn-CFO08-07
Zmiana Zn-CFO_08- Zn-CFO 07
ROI oper 08
Wynik z dział. operacyjnej za 2008 r. / suma aktywów 2008 r.;
analogicznie inne okresy
ROI oper 08-07
Zmiana ROI z dział. operacyjnej za okres 2008-2007
ROIoper08po
Wynik z dział. operacyjnej przed odpisami za 2008 r. / suma
aktywów 2008 r.; analogicznie inne okresy
ROI 08-07 oper po
Zmiana ROI z dział. operacyjnej przed odpisami za okres
2008-2007
165
cd. tabeli 5
ROIB 08
Różnica między ROI spółki a ROI średnim w branży za 2008 r.;
analogicznie za inne okresy
CFO06-08*
Moduł różnicy między CFO/A08-07 i CFO/A 07-06 - jeśli
różnica jest ujemna, 0 w przeciwnym razie
ROI06-08*
Moduł różnicy między ROI08-07 i ROI07-06 – jeśli różnica
jest ujemna, 0 w przeciwnym razie
ROIBr08
Zysk netto / aktywa w branży, do której należy spółka
Zmiany w zarządzie Zmienna zero-jedynkowa: 1 – istotne zmiany składu zarządu; 0 – brak istotnych zmian składu zarządu
Jakość audytu
Zmienna zero-jedynkowa: 1 – wyższa jakość audytu: audyt
przeprowadzony przez jedną z firm audytorskich, która według Rankingu „Rzeczpospolitej” zajmowała od 1–10 miejsca
w 2008 i w 2007 r.:
KPMG Audyt sp. z o.o., PricewaterhouseCoopers Sp. z o.o.,
Ernst&Young Audit Sp. z o.o., PKF Consult.
Deloitte Audyt sp. z o.o., BDO Numerica S.A., Grant Thornton Frąckowiak sp. z o.o., KPFK Rojek.
Odpis 2007 zm. 0-1 Zmienna zero-jedynkowa; 1 – spółka ujawniła odpis za 2007 r;
0 – w przeciwnym razie
St. odpisu 2007
Suma odpisów z tytułu utraty wartości za 2007 r. / suma
aktywów na końcu 2007 r.
166