Wskaźniki finansowe a opinia bieg∏ego rewidenta

44 Rynki i Instytucje Finansowe
BANK I KREDYT m a j 2 0 0 3
Wskaêniki finansowe a opinia
bieg∏ego rewidenta
M a r e k G r u s z c z y ƒ s k i , B a r b a r a Pa j d o
Wprowadzenie
Nowy etap analizy fundamentalnej na rynkach papierów wartoÊciowych wyznaczy∏y w 2001 r. afery Enronu
i innych wielkich firm w USA. Najogólniej rzecz ujmujàc, etap ten charakteryzuje si´ radykalnym spadkiem
zaufania inwestorów do publikowanych sprawozdaƒ
finansowych oraz do opinii bieg∏ych rewidentów. Nale˝y przypuszczaç, ˝e Êrodowiska zawodowe ksi´gowych
w krajach zachodnich wypracujà nowe regulacje, które
zapobiegnà dalszemu spadkowi zaufania.
W Polsce nie ujawni∏y si´ dotàd nieprawid∏owoÊci
na podobnà skal´. Nie oznacza to braku zagro˝eƒ, tym
bardziej ˝e wraz z otwieraniem si´ gospodarki roÊnie
liczba rozmaitych sprz´˝eƒ finansowych mi´dzy firmami z ró˝nych krajów, roÊnie te˝ skala transferu praktyk
ksi´gowych. Póki co, nast´puje potrzebne uporzàdkowanie rachunkowoÊci w Polsce, w zwiàzku z koniecznoÊcià zbli˝enia do standardów mi´dzynarodowych.
Od 1.01.2002 r. obowiàzuje znowelizowana ustawa
o rachunkowoÊci, która okreÊla zasady rachunkowoÊci
oraz tryb badania sprawozdaƒ finansowych przez bieg∏ych rewidentów. Mottem zmian jest m.in. zwi´kszenie informacyjnej zawartoÊci sprawozdania firmy,
pod kàtem potrzeb decyzyjnych jej w∏aÊcicieli (inwestorów) oraz wierzycieli. Efekty nowelizacji b´dzie
mo˝na oceniç po d∏u˝szym okresie jej obowiàzywania.
Wskazówkà jakoÊci sprawozdania finansowego jest
opinia bieg∏ego rewidenta. Opinia wydawana jest
na podstawie badania. Zgodnie z art. 65 ust. 1 ustawy
o rachunkowoÊci, „celem badania sprawozdania finansowego jest wyra˝enie przez bieg∏ego rewidenta pisemnej opinii wraz z raportem o tym, czy sprawozdanie finansowe jest prawid∏owe oraz rzetelnie i jasno przed-
stawia sytuacj´ majàtkowà i finansowà, jak te˝ wynik finansowy badanej jednostki”. Opinia bieg∏ego rewidenta
mo˝e byç opinià bez zastrze˝eƒ bàdê opinià z zastrze˝eniem (zastrze˝eniami). Bieg∏y mo˝e te˝ odmówiç wydania opinii bàdê wydaç opini´ negatywnà. W wi´kszoÊci
zastrze˝eƒ chodzi o jakoÊç sprawozdania sporzàdzonego przez firm´ (jednostk´). Poza tym w ustawie wyraênie okreÊlono obowiàzek „wskazania [przez bieg∏ego]
na stwierdzone podczas badania powa˝ne zagro˝enia
dla kontynuacji dzia∏alnoÊci przez jednostk´”.
Wyra˝one przez bieg∏ego stwierdzenie zagro˝enia
kontynuacji dzia∏alnoÊci jest dla inwestorów i wierzycieli
powa˝nym sygna∏em w kwestii finansowej firmy i mo˝e
byç podstawà podj´cia odpowiednich decyzji, na przyk∏ad
zg∏oszenia wniosku o upad∏oÊç. Inne zastrze˝enia mogà
nie mieç podobnej mocy predyktywnej. W literaturze
wskazuje si´ jednak na istnienie zwiàzku mi´dzy jakoÊcià
sprawozdaƒ a sytuacjà firm. W kolejnym podrozdziale
przedstawiamy kilka badaƒ, które dotyczà tego zwiàzku.
G∏ównym tematem, którym zajmujemy si´ w tym
artykule, jest relacja opinii wydawanych przez bieg∏ych
rewidentów w Polsce do wyników finansowych osiàganych przez firmy. Badanie dotyczy spó∏ek gie∏dowych
w Polsce i ich sprawozdaƒ za lata 1998, 1999, 2000.
W nast´pnych podrozdzia∏ach prezentujemy syntetycznie baz´ danych oraz zastosowanie modeli mikroekonometrycznych do analizy wspomnianych relacji.
Modele mikroekonometrii w wyjaÊnianiu opinii
bieg∏ych rewidentów
Naturalnym êród∏em wiedzy o zagro˝eniach dzia∏alnoÊci firmy jest opinia bieg∏ego rewidenta, wydawana
BANK I KREDYT m a j 2 0 0 3
na podstawie analizy sprawozdaƒ finansowych. Przedstawimy kilka podejÊç badawczych z wykorzystaniem
modeli mikroekonometrii.
Model Cary’ego i Barkera
Cary i Barker (1998) wykorzystali dwumianowy model
logitowy do opisu zmiennej zerojedynkowej oznaczajàcej opini´ bieg∏ego rewidenta: Y = 1 dla opinii bez zastrze˝eƒ, Y = 0 dla opinii pozosta∏ych rodzajów (wed∏ug
zasad rachunkowoÊci USA: opinia bez zastrze˝eƒ z wyjaÊnieniami, opinia z zastrze˝eniem, brak opinii, opinia
przeciwna). Dane dotyczy∏y grupy ponad 5 tys. firm
amerykaƒskich z okresu 1977-1996 (baza Compustat).
Zmiennà Y objaÊniano za pomocà dwumianowego
modelu logitowego, w którym zmiennymi objaÊniajàcymi sà:
CR – wskaênik p∏ynnoÊci (iloraz bie˝àcych aktywów przez bie˝àce pasywa),
DR – wskaênik zad∏u˝enia (1 minus iloraz kapita∏u w∏asnego przez sum´ aktywów),
ROS – zwrot ze sprzeda˝y (iloraz zysku netto przez
przychody ze sprzeda˝y),
MktCap – kapitalizacja rynkowa firmy (iloczyn ceny akcji oraz liczby akcji),
TATO – wskaênik obrotu aktywów (iloraz sprzeda˝y przez sum´ aktywów),
YIELD – wskaênik dywidendy (iloraz dywidendy
przez cen´ akcji).
Testowano trzy rodzaje modeli:
1) model statyczny, w którym zmienna Y jest objaÊniana przez wskaêniki ze sprawozdania z bie˝àcego roku,
2) model dynamiczny z opóênieniem jednorocznym,
tj. Y z danego roku, a wskaêniki z roku poprzedniego,
3) model dynamiczny z opóênieniem dwuletnim.
Wyniki estymacji modelu dwumianowego wykaza∏y istotnoÊç wszystkich zmiennych poza zmiennà
YIELD dla wersji statycznej, dodatkowo poza zmiennà
CR oraz ROS dla wersji (2) oraz zmiennà MktCap dla
wersji (3).
Dla firm amerykaƒskich model Cary’ego-Bakera
wskazuje na istnienie zale˝noÊci mi´dzy wskaênikami
sytuacji finansowej a opiniami rewidentów. Dzieje si´
tak, mimo ˝e w USA trudnoÊci finansowe firmy w ˝adnym razie nie sà powodem wydania przez audytora
opinii innej ni˝ opinia bez zastrze˝eƒ. Audytor ocenia
bowiem wy∏àcznie jakoÊç sprawozdawczoÊci. Badanie
to wykaza∏o zatem, ˝e jakoÊç sprawozdawczoÊci idzie
w parze z sytuacjà finansowà: im gorsza sytuacja, tym
ni˝sza jakoÊç sprawozdaƒ.
Model Ireland
J.C. Ireland (2000) przedstawi∏a propozycj´ modeli logitowych, w których zmienna jakoÊciowa opisujàca ro-
Rynki i Instytucje Finansowe
dzaj opinii audytora jest objaÊniana rozmaitymi wskaênikami, w zale˝noÊci od tego, czy mamy do czynienia
z firmà publicznà (dopuszczonà do obrotu publicznego), czy z firmà prywatnà.
Autorka pos∏u˝y∏a si´ komercyjnà bazà danych dla
firm brytyjskich OneSource. Zmienna objaÊniana
w modelu dwumianowym przyjmuje wartoÊç 1, jeÊli
najÊwie˝sza opinia rewidenta jest opinià z jakàkolwiek
modyfikacjà w stosunku do opinii bez zastrze˝eƒ, oraz
wartoÊç 0 dla opinii bez zastrze˝eƒ. W wielomianowym
modelu logitowym zmienna objaÊniana mia∏a wartoÊç 0
dla opinii bez zastrze˝eƒ, 2 dla opinii wyra˝ajàcej zagro˝enie dla dalszej dzia∏alnoÊci (going-concern) oraz
wartoÊç 1 dla opinii z zastrze˝eniem s∏abszym ni˝ zagro˝enie going-concern. W celu zmniejszenia kosztów
próby zastosowano losowanie celowe (choice-based
sampling) i dzi´ki temu uzyskano wi´kszy ni˝ w rzeczywistoÊci odsetek firm z opiniami innymi ni˝ opinie
bez zastrze˝eƒ. Ostatecznie, próba liczy∏a 1.044 firmy
publiczne oraz 8.442 firmy prywatne. W ∏àcznej liczbie
9.486 wybranych firm, opinie z zastrze˝eniami mia∏o
2.219 firm, to jest 23% (podczas gdy faktyczny odsetek
wynosi oko∏o 2-3%). Ta „wyraêniejsza” próba pozwoli∏a na uzyskanie lepszych wyników estymacji modeli logitowych.
W wielomianowym modelu logitowym oszacowanym przez Ireland zmiennymi objaÊniajàcymi sà
przede wszystkim wskaêniki finansowe firm otrzymujàcych opinie bieg∏ych rewidentów. Inne, niewskaênikowe zmienne to np. rodzaj opinii audytora w poprzednim roku, wielkoÊç firmy audytorskiej (du˝a lub ma∏a)
oraz kwota honorarium za wykonanie audytu. NowoÊcià w propozycji autorki jest pos∏ugiwanie si´ rangami
ka˝dej zmiennej (nadanymi wszystkim firmom w próbie) w miejsce oryginalnych wartoÊci.
Wynik badania Ireland wskazuje, ˝e w porównaniu z firmami prywatnymi mniejsze szanse otrzymania
opinii z zastrze˝eniem majà firmy notowane na gie∏dzie
w Wielkiej Brytanii (typu non-going-concern). Poza
tym przypadkiem rodzaj firmy (spó∏ka gie∏dowa czy
pozagie∏dowa) nie determinuje rodzaju opinii. Z drugiej strony, determinanty opinii (zmienne objaÊniajàce)
sà ró˝ne dla firm gie∏dowych i pozagie∏dowych.
W szczególnoÊci, wysoka dêwignia finansowa firmy
wià˝e si´ zazwyczaj z niskim prawdopodobieƒstwem
uzyskania opinii z zastrze˝eniem (typu non-going-concern) w przypadku firmy prywatnej oraz z wysokim
prawdopodobieƒstwem dla firmy publicznej.
Model Pryor i Terzy
CH. Proyr i J. Terza (2002) wykorzystali baz´ firm amerykaƒskich Compustat i zidentyfikowali 330 firm, które uzyska∏y na koniec lat 1989-1993 opini´ bieg∏ego rewidenta z zastrze˝eniem typu going-concern. Z tej licz-
45
46 Rynki i Instytucje Finansowe
by 17% firm z∏o˝y∏o wniosek o upad∏oÊç w kolejnym
roku po uzyskani opinii z zastrze˝eniem. Wiadomo tak˝e, ˝e w okresie próby dla ca∏ej bazy Compustat jedynie
1,6% wniosków o upad∏oÊç nie by∏o poprzedzonych
opinià z zastrze˝eniem za poprzedni rok fiskalny. Autorzy zastanawiajà si´ zatem, czy opinia z zastrze˝eniem nie jest samospe∏niajàcà si´ przepowiednià bankructwa.
Pryor i Terza zaproponowali interesujàcy dwustopniowy model, którego pierwszym etapem jest dwumianowy model logitowy dla opinii z zastrze˝eniem
(równy 1, jeÊli TAK, równy 0, jeÊli NIE), a drugim – model dwumianowy logitowy dla upad∏oÊci. Zaletà tego
podejÊcia jest wyodr´bnienie egzogenicznych efektów
dla ka˝dego z modeli. W modelu upad∏oÊci zmiennà
objaÊniajàcà jest rodzaj wydanej w poprzednim roku
opinii, tj. zmienna objaÊniana w modelu na pierwszym
etapie. W obu modelach mogà wyst´powaç wspólne
zmienne egzogeniczne. Mo˝e to powodowaç, ˝e zmienna „rodzaj opinii” jako objaÊniajàca w drugim modelu
oka˝e si´ istotna tylko z powodu tych wspólnych dla
obu modeli czynników. Dlatego zastosowano specjalny
test egzogenicznoÊci, pozwalajàcy ustaliç, czy zmienna
„rodzaj opinii” jest faktycznie zmiennà egzogenicznà
w modelu upad∏oÊci. Test ostatecznie wykaza∏, ˝e istnieje znaczàca dodatnia zale˝noÊç mi´dzy opinià z zastrze˝eniem going-concern dla firmy oraz nast´pujàcym w kolejnym roku wnioskiem o upad∏oÊç. Autorzy
konkludujà, ˝e jest to dowód na wyst´powanie efektu
samospe∏niajàcej si´ przepowiedni bankructwa (w postaci wczeÊniejszej opinii z zastrze˝eniem).
Modele upad∏oÊci a opinie bieg∏ych
Wielu badaczy proponuje zaj´cie si´ kolejnà relacjà:
czy wskazania bieg∏ego rewidenta majà póêniej odzwierciedlenie w upad∏oÊci firm.
Warto w tej kwestii wskazaç na interesujàcy artyku∏ Lennoxa (1999), opisujàcy zwiàzek mi´dzy rodzajem opinii bieg∏ego rewidenta a nast´pujàcym póêniej
bankructwem firmy. Lennox modeluje rynek kapita∏owy w Wielkiej Brytanii w latach 1987-1994. Zmiennà
objaÊnianà w modelach Lennoxa jest zmienna zerojedynkowa oznaczajàca bankructwo (Y = 1, jeÊli TAK
oraz Y = 0, jeÊli NIE).
Opinie z zastrze˝eniem dla polskich spó∏ek
gie∏dowych
Badanie opinii z zastrze˝eniami dla spó∏ek gie∏dowych
w latach 1998-2000 przeprowadzi∏a B. Gul (2002).
Wzi´to pod uwag´ wi´kszoÊç spó∏ek publicznych,
z wyjàtkiem firm z bran˝y bankowej i ubezpieczeniowej. Niektóre dane by∏y niedost´pne. Ostatecznie ze-
BANK I KREDYT m a j 2 0 0 3
brano wst´pnà prób´ 194 spó∏ek w 2000 r., 186 spó∏ek
w 1999 r. oraz 165 w 1998 r.
Opinie z zastrze˝eniami bieg∏ych rewidentów
otrzyma∏o:
1) w 1998 r. 38 spó∏ek, tj. 23% ∏àcznej liczby badanych spó∏ek w tym roku,
2) w 1999 r. 58 spó∏ek, tj. 31% ∏àcznej liczby badanych spó∏ek w tym roku,
3) w 2000 r. 64 spó∏ek, tj. 34% ∏àcznej liczby badanych spó∏ek w tym roku.
Opinie z zagro˝eniem kontynuacji dzia∏ania
(prawdopodobne zaprzestanie dzia∏alnoÊci przez spó∏k´ w najbli˝szej przysz∏oÊci) otrzyma∏o przy tym:
1) w 1998 r. 7spó∏ek, tj. 18% ∏àcznej liczby opinii
z zastrze˝eniami w tym roku,
2) w 1999 r. 13 spó∏ek, tj. 22% ∏àcznej liczby opinii z zastrze˝eniami w tym roku,
3) w 2000 r. 23 spó∏ek, tj. 35% ∏àcznej liczby opinii z zastrze˝eniami w tym roku.
Wzrastajàca liczba zastrze˝eƒ tego typu potwierdza coraz trudniejszà sytuacj´ gospodarczà na rynku
w Polsce. Inne zastrze˝enia odzwierciedlajà jakoÊç
sprawozdaƒ finansowych, w tym niezastosowanie si´
do polskich zasad rachunkowoÊci, niepewnoÊç co
do rezerw, zalegajàcych zapasów itp.
Do analizy opinii bieg∏ych rewidentów wzi´to
pod uwag´ tylko te spó∏ki, które by∏y notowane
na GPW w Warszawie przez trzy lata, tj. w 1998, 1999
i 2000 r. Usuni´to z badaƒ spó∏ki, które by∏y notowane
pierwszy raz dopiero w 1999 lub 2000 r., a tak˝e te, które zosta∏y wykluczone z obrotu w tych latach. Ostatecznie do dalszej analizy pozosta∏o 149 spó∏ek, które by∏y
notowane na gie∏dzie przez trzy lata: w 1998, 1999
i 2000 r.
Tabela 1 przedstawia statystyk´ zastrze˝eƒ dla
sprawozdaƒ w polskich spó∏kach publicznych wyró˝nionych dla badania B. Gul (2002). W 1998 r. na 1 spó∏k´ przypada∏o Êrednio 1,3 zastrze˝enia, w 1999 r. ju˝
1,4 a w kolejnym roku 1,45. RoÊnie zatem liczba opinii
z wieloma zastrze˝eniami roÊnie. W 1998 r. 24,2%
spó∏ek otrzyma∏o opini´ z zastrze˝eniem, w 1999 r.
iloÊç opinii z zastrze˝eniem wzros∏a do 35,6% spó∏ek,
a w 2000 r. liczba ta stanowi∏a 34,2%.
W 1998 r. najcz´stszym rodzajem zastrze˝enia opinii by∏o niestosowanie zasady wiernego obrazu i zasady ciàg∏oÊci; w 1999 r. najwi´cej by∏o opinii z zastrze˝eniem dotyczàcym kasowej zasady wyp∏at nagród jubileuszowych i odpraw emerytalnych. W 2000 r. najcz´Êciej pojawiajàcym si´ zastrze˝eniem by∏o zagro˝enie kontynuacji dzia∏ania.
WÊród opinii z zastrze˝eniem widoczny jest coraz
wi´kszy udzia∏ opinii dotyczàcych zagro˝eƒ kontynuacji dzia∏ania. W 1998 r. by∏o ich 10,42%, w 1999 r. –
17,33%, a w 2000 r. wzros∏o a˝ do 25,68%, co potwierdza coraz trudniejszà sytuacj´ ekonomicznà w Polsce.
Rynki i Instytucje Finansowe
BANK I KREDYT m a j 2 0 0 3
Tabela 1 Rodzaje i liczba zastrze˝eƒ opinii
bieg∏ych rewidentów
Tabela 2 Zmienne w modelach logitowych
dla objaÊniania opinii bieg∏ych rewidentów
Lp.
Model Zmienna objaÊniana Y:
Zmienne objaÊniajàce
opinia bieg∏ego
opinia bieg∏ego
wskaêniki
rewidenta z roku rewidenta z roku
finansowe
z roku
M1
2000 (OP1)
1999 (OP2)
1999
M2
2000 (OP1)
1998 (OP3)
1998
M3
2000 (OP1)
1999 (OP2)
2000
M4
1999 (OP2)
1998 (OP3)
1998
M5
1999 (OP2)
1998 (OP3)
1999
Rodzaj zastrze˝enia
Liczba zastrze˝eƒ
w roku
1998 1999 2000
1. Niestosowanie zasady wiernego obrazu
i zasady ciàg∏oÊci
12
2. Brak porównania z MSR lub USGAAP
3. Zagro˝enie kontynuacji dzia∏ania
5
4. Bardzo z∏a sytuacja finansowa wa˝nego
d∏u˝nika lub toczàce si´ przeciwko
jednostce post´powania sàdowe
6
5. Niew∏aÊciwa wycena akcji i udzia∏ów
w jednostkach zale˝nych, wspó∏zale˝nych
i stowarzyszonych
6
6. Niew∏aÊciwa wycena innych aktywów
5
7. Kasowa zasada wyp∏at nagród
jubileuszowych i odpraw emerytalnych
7
8. Nieuregulowane zobowiàzania
podatkowe wobec urz´du skarbowego
4
9. Brak inwentaryzacji towarów
lub materia∏ów
3
Razem liczba zastrze˝eƒ
48
Liczba spó∏ek z opiniami
z zastrze˝eniami
36
Liczba pozosta∏ych spó∏ek
113
Razem liczba spó∏ek
149
10
4
13
13
5
19
8
5
èród∏o: Gul (2002).
11
4
11
9
15
5
9
6
1
75
1
74
53
96
149
51
98
149
èród∏o: Gul (2002).
Modele opinii bieg∏ych rewidentów dla polskich
spó∏ek
WyjaÊnianie opinii z zastrze˝eniami dla spó∏ek gie∏dowych w latach 1998-2000 na podstawie zbioru danych
scharakteryzowanego w poprzednim rozdziale by∏o
przedmiotem modelowania ekonometrycznego, jakie
przeprowadzi∏a B. Gul (2002). Skonstruowano dwumianowe modele logitowe, w których zmienna zale˝na
Y jest zmiennà binarnà: Y = 1 oznacza, ˝e spó∏ka otrzyma∏a opini´ bez zastrze˝eƒ, Y = 0 oznacza, ˝e sprawozdanie otrzyma∏o opini´ z zastrze˝eniem.
W modelu logitowym prawdopodobieƒstwo tego,
˝e wartoÊç zmiennej Y równa si´ 1 okreÊla si´ za pomocà rozk∏adu logistycznego. Zmiennymi egzogenicznymi
modelu sà predyktory zmiennej Y, w tym przypadku
wskaêniki finansowe i inne zmienne charakteryzujàce
danà spó∏k´. Zbudowane modele opisujà opini´ bieg∏ego rewidenta dla sprawozdaƒ spó∏ek gie∏dowych z lat
2000 i 1999:
1) w 2000 r. opini´ bez zastrze˝eƒ (Y = 1) otrzyma∏o 98 spó∏ek, a opini´ z zastrze˝eniami (Y = 0) otrzyma∏o 51 spó∏ek,
2) w 1999 r. opini´ bez zastrze˝eƒ (Y = 1) otrzyma∏o 96 spó∏ek, a opini´ z zastrze˝eniami (Y = 0) otrzyma∏y 53 spó∏ki.
SpoÊród oszacowanych modeli poni˝ej przedstawiamy pi´ç modeli logitowych, w tym trzy modele dla
analizy opinii z 2000 r. oraz dwa dla analizy opinii
z 1999 r. Ka˝dy model zosta∏ oszacowany na podstawie
pe∏nej próby 149 spó∏ek.
1. Model M1. Zmiennà objaÊnianà w tym modelu
jest otrzymana opinia z badania za rok 2000, czyli OP1,
natomiast zmienne objaÊniajàce to opinia (OP2)
i wskaêniki charakteryzujàce danà spó∏k´ za 1999 r.
2. Model M2. Zmiennà objaÊnianà w tym modelu
jest otrzymana opinia z badania za 2000 r., czyli OP1,
natomiast zmienne objaÊniajàce to opinia (OP3)
i wskaêniki charakteryzujàce danà spó∏k´ za 1998 r.
3. Model M3. Zmiennà objaÊnianà w tym modelu
jest otrzymana opinia z badania za rok 2000, czyli OP1,
natomiast zmienne objaÊniajàce to opinia z 1999 r.
(OP2) i wskaêniki charakteryzujàce danà spó∏k´
za 2000 r.
4. Model M4. Zmiennà objaÊnianà w tym modelu
jest otrzymana opinia z badania za 1999 r., czyli OP2,
natomiast zmienne objaÊniajàce to opinia (OP3)
i wskaêniki charakteryzujàce danà spó∏k´ za 1998 r.
5. Model M5. Zmiennà objaÊnianà w tym modelu
jest otrzymana opinia z badania za 1999 r., czyli OP2,
natomiast zmienne objaÊniajàce to opinia z 1998 r.
(OP3) i wskaêniki charakteryzujàce danà spó∏k´
za 1999 r.
Ka˝dy z modeli reprezentuje odmiennà hipotez´
na temat opinii bieg∏ych rewidentów z zastrze˝eniami.
Modele M1, M2, M4 nadajà wi´kszà wag´ przesz∏oÊci
w wyjaÊnianiu zmiennej objaÊnianej, natomiast w modelach M3 i M5 zwrócono wi´kszà uwag´ na wp∏yw aktualnych wskaêników w oszacowaniu opinii bieg∏ych
rewidentów.
Zmienne objaÊniajàce
Zmiennymi objaÊniajàcymi w proponowanych modelach sà, oprócz opinii z lat poprzednich, przede wszystkim wskaêniki finansowe obliczone dla ka˝dej spó∏ki
na podstawie oficjalnych sprawozdaƒ. Wzi´to
pod uwag´ typowy zestaw wskaêników efektywnoÊci,
aktywnoÊci, p∏ynnoÊci i zad∏u˝enia. Potencjalnymi
zmiennymi objaÊniajàcymi by∏y te˝ zmienne jakoÊciowe, kodowane w postaci zmiennych zerojedynkowych,
m.in. dla:
– wskazania audytorów z firm tzw. Wielkiej Piàtki,
– uj´cia historii w∏asnoÊciowej spó∏ki,
– oznaczenia, czy spó∏ka wyp∏aca∏a dywidend´.
47
48 Rynki i Instytucje Finansowe
Na podstawie analizy elementów macierzy wspó∏zale˝noÊci (por. Gruszczyƒski, 2001) w poszczególnych
modelach ze zbioru potencjalnych zmiennych objaÊniajàcych wybrano nast´pujàce podzbiory zmiennych
w miar´ s∏abo skorelowanych (skojarzonych) mi´dzy
sobà:
1) dla modelu M1: 6 zmiennych (3 mierzalne i 3 jakoÊciowe):
OP2: opinia bieg∏ego rewidenta otrzymana w 1999 r.,
OWP2: opinia za rok 1999 wydana przez firm´
z Wielkiej Piàtki,
Z6: stopa zwrotu z aktywów za rok 1999,
P1: wskaênik p∏ynnoÊci bie˝àcej w 1999 r.,
D1: wskaênik ogólnego zad∏u˝enia w 1999 r.,
R4: spó∏ka po prywatyzacji;
2) dla modelu M2: 9 zmiennych (4 mierzalne i 5 jakoÊciowych):
OP3: opinia bieg∏ego rewidenta otrzymana w 1998 r.,
OWP3: opinia za rok 1998 wydana przez firm´
z Wielkiej Piàtki,
Z4: mar˝a zysku netto w 1998 r.,
P1: wskaênik p∏ynnoÊci bie˝àcej w 1998 r.,
P4: kapita∏ obrotowy netto w 1998 r.,
A2: cykl nale˝noÊci w dniach w 1998 r.,
D1: wskaênik ogólnego zad∏u˝enia w 1998 r.,
K3: wyp∏ata dywidendy akcjonariuszom w 1998 r.,
R4: spó∏ka po prywatyzacji;
3) dla modelu M3: 8 zmiennych (4 mierzalne i 4 jakoÊciowe):
OP2: opinia bieg∏ego rewidenta otrzymana w 1999 r.,
OWP2: opinia za 1999 r. wydana przez firm´
z Wielkiej Piàtki,
Z2: mar˝a zysku operacyjnego w 2000 r.,
P1: wskaênik p∏ynnoÊci bie˝àcej w 2000 r.,
A2: cykl nale˝noÊci w dniach w 2000 r.,
D1: wskaênik ogólnego zad∏u˝enia w 2000 r.,
K3: wyp∏ata dywidendy akcjonariuszom w 2000 r.,
R4: spó∏ka po prywatyzacji;
4) dla modelu M4: 9 zmiennych (4 mierzalne i 5 jakoÊciowych):
OP3: opinia bieg∏ego rewidenta otrzymana w 1998 r.,
OWP3: opinia za 1998 r. wydana przez firm´
z Wielkiej Piàtki,
Z2: mar˝a zysku operacyjnego w 1998 r.,
P1: wskaênik p∏ynnoÊci bie˝àcej w 1998 r.,
P4: kapita∏ obrotowy netto w roku 1998,
A4: cykl zobowiàzaƒ w dniach w 1998 r.,
D1: wskaênik ogólnego zad∏u˝enia w 1998 r.,
K3: wyp∏ata dywidendy akcjonariuszom w 1998 r.,
R4: spó∏ka po prywatyzacji;
5) dla modelu M5: 8 zmiennych (3 mierzalne i 5 jakoÊciowycgh):
OP3: opinia bieg∏ego rewidenta otrzymana w 1998 r.,
OWP3: opinia za 1998 r. wydana przez firm´
z Wielkiej Piàtki,
BANK I KREDYT m a j 2 0 0 3
Tabela 3 Zmienne objaÊniajàce dobrane do
logitowych modeli opinii bieg∏ych
rewidentów
Model Zmienna objaÊniana
M1
M2
M3
M4
M5
OP1
OP1
OP1
OP2
OP2
(1)
OP2
OP3
OP2
OP3
OP3
Zmienne objaÊniajàce
(2)
(3)
Z6
P1
P1
K3
Z2
P1
OWP3
Z2
OWP3
Z6
(4)
R4
R4
R4
P1
P1
èród∏o: Gul (2002).
Z6: stopa zwrotu z aktywów za 1999 r.,
P1: wskaênik p∏ynnoÊci bie˝àcej w 1999 r.,
P4: kapita∏ obrotowy netto w 1999 r.,
D3: wskaênik dêwigni finansowej w 1999 r.,
K3: wyp∏ata dywidendy akcjonariuszom w 1999 r.,
R4: spó∏ka po prywatyzacji.
Modele logitowe ze zmiennà Y jako objaÊnianà
oraz wybranymi zmiennymi objaÊniajàcymi oszacowano w programie Statistica. W kolejnych krokach badano spe∏nienie zasady koincydencji oraz istotnoÊç parametrów.
W efekcie zdecydowano si´ na modele, z których
ka˝dy zawiera jedynie 4 zmienne objaÊniajàce. W ka˝dym analizowanym modelu wyst´puje opinia z badania z lat wczeÊniejszych, a tak˝e wskaênik p∏ynnoÊci
bie˝àcej P1. W modelach M1, M3, M4 i M5 znajduje si´
jeden ze wskaêników zyskownoÊci (Z2 lub Z6), a w modelu M2 jego odpowiednikiem jest wskaênik kapita∏owy K3 – wyp∏ata dywidendy, ÊciÊle zwiàzany z wypracowanym zyskiem netto spó∏ki.
Wyniki estymacji modeli logitowych
Ka˝dy model zosta∏ oszacowany dla pe∏nej próby 149
spó∏ek, tak aby otrzymane z niego wyniki by∏y w pe∏ni
porównywalne z pozosta∏ymi. Estymacji modeli dokonano przy u˝yciu metody najwi´kszej wiarygodnoÊci
(program Statistica).
Otrzymane modele logitowe majà nast´pujàcà postaç:
M1
M2
M3
M4
BANK I KREDYT m a j 2 0 0 3
Rynki i Instytucje Finansowe
M5
Wnioski koƒcowe
Interpretacja
1. W modelach u˝yto tylko 8 zmiennych objaÊniajàcych
ze zbioru potencjalnych zmiennych. WartoÊci parametrów dla siedmiu z nich sà dodatnie. Mo˝na wi´c
uznaç, ˝e czynniki opisywane przez te niezale˝ne
zmienne zwi´kszajà prawdopodobieƒstwo wystàpienia
opinii bez zastrze˝eƒ.
2. WartoÊci parametrów przy zmiennych OP2
i OP3 Êwiadczà o tym, ˝e audytorzy niech´tnie dajà
opini´ z zastrze˝eniami po raz pierwszy oraz opini´
bez zastrze˝eƒ po opinii z zastrze˝eniem.
3. Z oszacowanych modeli wynika tak˝e, ˝e wi´ksze jest prawdopodobieƒstwo otrzymania opinii bez zastrze˝eƒ przez spó∏ki sprywatyzowane i te, które regularnie wyp∏acajà dywidend´.
4. Wystàpienie opinii z zastrze˝eniami wià˝e si´
ÊciÊle z sytuacjà finansowà danej spó∏ki, z niekorzystnym kszta∏towaniem si´ wskaêników finansowych,
a w tym wyst´powaniem powa˝nych strat operacyjnych lub problemów finansowych i p∏atniczych.
5. WartoÊç parametru w modelach M4 i M5
przy zmiennej OWP3 jest ujemna. Mo˝na wi´c uznaç, ˝e
czynnik opisywany przez nià, to znaczy wydanie opinii
przez jednà z firm Wielkiej Piàtki, ogranicza prawdopodobieƒstwo (mo˝liwoÊç) otrzymania opinii bez zastrze˝eƒ. Mo˝na stàd wnioskowaç, i˝ firmy Wielkiej Piàtki sà
dok∏adniejsze w badaniach lub sà mniej sk∏onne wydaç
opini´ bez zastrze˝eƒ ni˝ pozosta∏e firmy.
1. Modelowanie opinii audytora za pomocà modelu logitowego dla polskich spó∏ek gie∏dowych jest mo˝liwe.
Jest to przy tym zadanie trudne, o czym m.in. Êwiadczy
fakt, ˝e wiele zmiennych uznanych za potencjalnie
zmienne objaÊniajàce z ró˝nych przyczyn nie zosta∏o
zakwalifikowanych do skonstruowanych modeli.
2. Prognozy ex post otrzymane na podstawie modeli, okaza∏y si´ w miar´ trafne. Mo˝na wi´c stwierdziç, ˝e
tego rodzaju modele – o ile sà dobrze skonstruowane –
mogà byç jednym z narz´dzi przewidywania opinii bieg∏ego rewidenta dla konkretnej spó∏ki.
3. Przedstawione modele oraz wyniki prognozowania uzyskiwane na ich podstawie trzeba jednak
przyjàç z pewnymi zastrze˝eniami:
– po pierwsze, sà to modele bardzo uproszczone;
nie biorà pod uwag´ wszystkich aspektów, które sà
podstawà wydawania opinii przez bieg∏ego rewidenta;
– po drugie, do badania wzi´to pod uwag´ tylko
spó∏ki gie∏dowe, a te sà z regu∏y dobrymi spó∏kami; muszà one spe∏niaç okreÊlone wymogi stawiane przez Zarzàd Gie∏dy, aby by∏y dopuszczone do obrotu publicznego;
– po trzecie, zbiorowoÊç rozwa˝anych spó∏ek gie∏dowych nie jest jednorodna, a to nie sprzyja jakoÊci
otrzymywanych wniosków;
– po czwarte, wybrany model logitowy przedstawia tylko jedno z mo˝liwych podejÊç iloÊciowych
do opisu i wyjaÊnienia zmiennej jakoÊciowej.
*
*
*
Prognozy
Po wyznaczeniu prognoz ex post mo˝na sformu∏owaç
nast´pujàce wnioski:
1. TrafnoÊç prognozy opinii bieg∏ego rewidenta
za dany rok jest wysoka, jeÊli dysponujemy wskaênikami finansowymi oraz opinià z badania sprawozdania finansowego z poprzedniego roku. Ta wartoÊç oscyluje
wokó∏ 80% (dla M1 77,85%, a dla M3 81,21%).
2. JeÊli znamy tylko wskaêniki finansowe i opini´
audytora z dwóch wczeÊniej lat w porównaniu z badanà
opinià, to trafnoÊç prognozy maleje do 70% (M2 70,47%).
3. Gdy znane sà wskaêniki finansowe za ten rok,
za który ma byç wydana opinia bieg∏ego rewidenta,
trafnoÊç prognozy wzrasta o kilka procent; w przypadku M3 do 78,53%, a w przypadku M5 do 84,56%.
4. Z analizy wybranych mierników dok∏adnoÊci
prognoz wynika, ˝e najlepszà prognoz´ opinii
na 2000 r. otrzymano z modelu M3, natomiast dla predykcji opinii bieg∏ego rewidenta na 1999 r. powinno si´
pos∏u˝yç modelem M5.
1. Powy˝ej przedstawiono jedno z mo˝liwych zastosowaƒ mikroekonometrii do zagadnieƒ rachunkowoÊci
i finansów. Jak si´ wydaje, tego rodzaju wykorzystanie
ekonometrii mo˝e byç przydatne dla praktyki analizy
fundamentalnej firmy. W szczególnoÊci, okazuje si´, ˝e
kwantyfikacja opinii bieg∏ych rewidentów dla dostatecznie licznych zbiorów sprawozdaƒ finansowych
wzbogaca analiz´ fundamentalnà firmy. Sàdzimy, ˝e
nastawiona na narz´dzia corporate finance analiza fundamentalna w niedostatecznym stopniu korzysta
z mo˝liwoÊci, jakie daje zastosowanie metod ekonometrii.
2. Podstawowym wnioskiem z badania opinii bieg∏ych rewidentów dla polskich spó∏ek gie∏dowych jest
wniosek o przydatnoÊci podejÊcia iloÊciowego do oceny
opinii bieg∏ych rewidentów. To podejÊcie wymaga korzystania z du˝ego zbioru danych o firmach, dla których
wydano opini´ pozytywnà lub opini´ z zastrze˝eniem.
3. Otrzymany po estymacji model mo˝na wykorzystywaç do oceny jednej konkretnej firmy (spó∏ki). To
jest najpowa˝niejszy zarzut, jaki mo˝na sformu∏owaç
49
50 Rynki i Instytucje Finansowe
w stosunku do mikroekonometrii finansowej: jeÊli
przedmiotem zainteresowania jest jedna, konkretna firma, to dlaczego oceniaç jà z punktu widzenia grupy
firm? W wielu przypadkach dobrze uzasadniona odpowiedê na to pytanie jest negatywna. W wi´kszoÊci innych sytuacji taka ocena firmy z perspektywy innych
firm jest akceptowalna, a nawet po˝àdana.
4. Wnioskiem ogólniejszym z przeprowadzonych
rozwa˝aƒ jest wniosek o potrzebie wykorzystywania
BANK I KREDYT m a j 2 0 0 3
metod ekonometrii w analizie fundamentalnej papierów wartoÊciowych. Potwierdzajà to zarówno najnowsze tendencje w nauce finansów na Êwiecie, jak i –
z ró˝nych wzgl´dów ograniczone – próby podejmowane w Polsce. Rynek kapita∏owy bardzo ch´tnie korzysta
z dobrych narz´dzi analitycznych. Stwarza to szans´
dla nauki, która powinna proponowaç kolejne narz´dzia, w tym przypadku narz´dzia ekonometryczne
do analizy fundamentalnej.
Literatura
1. D. Cary, R. Barker (1998): The relationship between financial statement ratios and auditor’s opinions. Proceedings of the Academy of Accounting and Financial Studies, Vol. 3, No. 2.
2. M. Gruszczyƒski (2002): Modele i prognozy zmiennych jakoÊciowych w finansach i bankowoÊci. Warszawa Oficyna Wydawnicza SGH.
3. B. Gul (2002): Ekonometryczne modelowanie opinii bieg∏ych rewidentów. Praca magisterska. Warszawa Szko∏a
G∏ówna Handlowa.
4. J.C. Ireland (2000): Determinants of audit reports in the UK. Bristol University, Discussion Paper, No. 00/505.
5. C. Lennox (1999): The accuracy and incremental information content of audit reports in predicting bankruptcy.
„Journal of Business, Finance and Accounting”, 1999, Vol. 26, Nos. 5 & 6, s. 757-778.
6. Ch. Pryor, J. Terza (2002): Are going concern audit opinions a self-fulfilling prophecy. Advances in Quantitative Analysis of Finance and Accounting (w druku).