Print
Is de kwaliteit van de accountantscontrole gestegen?
expand article infoChristian Peters
‡ Tilburg University, Tilburg, Netherlands
Open Access

Samenvatting

De kwaliteit van wettelijke accountantscontroles in Nederland is al een aantal jaren onderwerp van een verhitte discussie. Zowel het kabinet, accountantsorganisaties, de Nederlandse Beroepsorganisatie van Accountants (NBA), als de Autoriteit Financiële Markten (AFM) hebben vergaande verbetermaatregelen aangekondigd om te werken aan een betere controlekwaliteit. Dit roept de vraag op hoe het met de controlekwaliteit in Nederland gesteld is en hoe deze zich in de afgelopen jaren heeft ontwikkeld. Controlekwaliteit is een complex en veelzijdig begrip dat bestaat uit een input-, proces-, en uitkomstniveau. In dit onderzoek richt ik mij op het uitkomstniveau van wettelijke controles: de verslaggevingskwaliteit van de gecontroleerde jaarrekening. Ik doe dit op basis van een veelgebruikte maatstaf uit de wetenschappelijke literatuur: discretionaire accruals. Resultaten tonen aan dat de uitkomstkwaliteit van wettelijke controles van beursvennootschappen in de periode 2000–2018 significant is gestegen.

Trefwoorden

accountantscontrole, controlekwaliteit, discretionaire accruals

Relevantie voor de praktijk

Dit onderzoek draagt bij aan de transparantie van de controlekwaliteit van Nederlandse accountantsorganisaties. Inspecties van de AFM richten zich veelal op het procesniveau van de accountantscontrole (de kwaliteitswaarborgen tijdens de uitvoering van de controle). Dit onderzoek complementeert deze inspecties en geeft inzicht over de kwaliteit op het uitkomstniveau van de accountantscontrole: de verslaggevingskwaliteit van de gecontroleerde jaarrekening.

Beschikbaarheid van data

Beschikbaar via databases zoals vermeld in het artikel.

1. Inleiding

In het afgelopen decennium is er forse kritiek geuit op de geleverde controlekwaliteit door Nederlandse accountantsorganisaties. De aanhoudende kritiek is niet enkel gebaseerd op flagrante incidenten, zoals bijvoorbeeld bij Vestia, Imtech, of Steinhoff, maar wordt bevestigd door informatie van de toezichthouder en interne inspectierapporten van accountantsorganisaties. Aansluitend hierop spreekt de Monitoring Commissie Accountancy (MCA 2020) van “een structureel probleem, zijnde het bestaan van een prestatiekloof die is ontstaan door telkens terugkerende vaktechnische kwaliteitsgebreken met incidenten tot gevolg.” Op basis van het recente rapport van de Commissie Toekomst Accountancysector (CTA 2020) pleitte (toenmalig) Minister van Financiën Hoekstra (Minister van Financiën 2020) voor meer objectieve informatie over de kwaliteit van de sector alsmede meer wetenschappelijk onderzoek hieromtrent.

Controlekwaliteit heeft verschillende betekenissen voor verschillende groepen stakeholders. Knechel et al. (2013) betogen dat de gebruiker van externe verslaggeving het belangrijk vindt dat de verslaggeving geen materiële afwijkingen bevat, terwijl de toezichthouder het belangrijk vindt dat de accountant handelt volgens professionele standaarden. Knechel et al. (2013) maken daarom een onderscheid tussen maatregelen ter verbetering van de kwaliteit (input), de kwaliteitswaarborgen tijdens de uitvoering van de controle (proces), en de uitkomsten van de controle (outputs). Op het moment van schrijven worden er audit quality indicators ontwikkeld om een beter beeld te krijgen van de drie niveaus van controlekwaliteit (Detzen and Gold 2021; Gold and Majoor 2021). Momenteel ontbreekt echter een beeld van de kwaliteit van de sector alsook hoe de kwaliteit zich heeft ontwikkeld in de afgelopen jaren (CTA 2020). Dit onderzoek schetst een beeld over de kwaliteitsontwikkelingen in de afgelopen jaren.

In dit onderzoek analyseer ik de uitkomstkwaliteit van de controle van de jaarrekeningen van Nederlandse beursvennootschappen gecontroleerd door Big 4-accountantsorganisaties. Meer specifiek meet ik de kwaliteit van de wettelijke controle van de jaarrekeningen van Nederlandse beursgenoteerde ondernemingen aan de hand van discretionaire accruals. Discretionaire accruals (hierna: DA) zijn binnen de wetenschappelijke literatuur een veelgebruikte maatstaf voor controlekwaliteit. DA-modellen gebruiken informatie uit de jaarrekening van een gecontroleerde onderneming en schatten de mate waarin sprake is van winststuring in de jaarrekening. Aangezien regelgevers ernaar streven om winststuring zo veel mogelijk te beperken, kunnen DA-modellen relevant zijn om de kwaliteit van de wettelijke controle in te schatten. Immers, uiteindelijk zal de accountant, als wettelijk controleur van de jaarrekening, moeten bepalen of er sprake is van winststuring (Epe 2020). Aangezien DA-modellen gebaseerd zijn op gepubliceerde jaarrekeningen worden deze modellen in de wetenschappelijke literatuur gebruikt om de kwaliteit van externe verslaggeving alsook de controlekwaliteit te meten (zie bijvoorbeeld Francis and Yu 2009; Knechel et al. 2013; DeFond and Zhang 2014). Op theoretisch niveau is er een onderlinge afhankelijkheid tussen controlekwaliteit en externe verslaggevingskwaliteit. DeFond and Zhang (2014, p. 276) definiëren bijvoorbeeld controlekwaliteit als “een grotere mate van zekerheid dat de externe verslaggeving van hoge kwaliteit is.” Op empirisch niveau zijn controlekwaliteit en externe verslaggevingskwaliteit moeilijk van elkaar los te koppelen (Gaynor et al. 2016). Hierbij aansluitend beargumenteert Bik (2019) dat accountants moeten kiezen voor het definiëren van controlekwaliteit op het niveau van externe verslaggeving. Kortom, DA-modellen zijn op dit moment de meest gebruikte manier om uitspraken te doen over de uitkomstkwaliteit van wettelijke controles.

De empirische bevindingen tonen een significante stijging van de controlekwaliteit van Big 4-accountantsorganisaties in de periode 2000–2018. Deze resultaten zijn robuust voor verschillende modelspecificaties alsmede voor verschillende schattingsmethoden, steekproeven, en de invoering van IFRS. In de steekproef nemen absolute discretionaire accruals jaarlijks gemiddeld met zo’n 0,14–0,19 procentpunt van de totale activa af. Relatief gezien bedraagt dit een daling variërend tussen de 1,83%–2,16% per jaar. Deze resultaten tonen aan dat de mate van winststuring in jaarrekeningen sinds 2000 is gedaald. Hieruit concludeer ik dat de uitkomstkwaliteit van de wettelijke controles van beursgenoteerde bedrijven, gemeten aan de hand van discretionaire accruals, in de periode 2000–2018 significant is gestegen.

Dit onderzoek draagt bij aan de transparantie omtrent controlekwaliteit in Nederland. Het onderzoek kan regelgevers, toezichthouders, accountantsorganisaties, gecontroleerde entiteiten, en gebruikers van jaarrekeningen informeren over trends in de kwaliteit van de gecontroleerde jaarrekening in de periode 2000–2018. De focus op de uitkomstkwaliteit mag dan wel leiden tot een minder fijnmazig onderzoek dan de inspecties van de AFM, het zorgt wel voor een algeheel beeld dat volgens de CTA bij de inspecties door de AFM ontbreekt (2020, p. 108). Tevens draagt dit onderzoek bij aan de oproep van Hoekstra om meer objectieve informatie over de kwaliteit van de sector te verkrijgen en hier meer wetenschappelijk onderzoek naar te doen (Minister van Financiën 2020). Daarmee complementeert dit onderzoek inspecties, zoals bijvoorbeeld uitgevoerd door de AFM. Door middel van dit onderzoek hoop ik het beeld en de discussie omtrent de controlekwaliteit in Nederland te verbreden.

In navolgende sectie geef ik een beknopte beschrijving van de ontwikkelingen omtrent controlekwaliteit en het accountantsberoep in de afgelopen decennia. Alhoewel niet als zodanig getoetst in dit onderzoek, kunnen deze ontwikkelingen bepalend zijn voor de ontwikkeling van controlekwaliteit door de jaren heen. Daaropvolgend wordt de methode uiteengezet en worden voor- en nadelen van DA-modellen nader beschouwd. Daarna volgt een overzicht van de empirische bevindingen. De laatste sectie concludeert.

2. Ontwikkelingen omtrent de controlekwaliteit in Nederland

Het Nederlandse accountantsberoep wordt historisch gezien gekenmerkt door een hoge mate van zelfregulatie die voortkwam uit Limperg’s ‘leer van het gewekte vertrouwen’. In 1970 werd de accountantscontrole verplicht gesteld voor bedrijven genoteerd aan de Amsterdamse beurs, waarna in 1983 de accountantscontrole ook verplicht werd voor middelgrote en grote besloten en naamloze vennootschappen. Tot de Wet Toezicht Accountantsorganisaties in 2006 waren er weinig controlestandaarden voor accountants (Meuwissen and Wallage 2006). Drie belangrijke onderdelen van de Wet Toezicht Accountantsorganisaties waren de vergunningsplicht voor accountantsorganisaties, een vereist ‘stelsel van kwaliteitsbeheersing’, en onafhankelijk publiek toezicht door de AFM op naleving van regels gesteld voor accountantsorganisaties en accountants die wettelijke controles verrichten. Daarnaast werden transparantieverslagen en opdrachtgerichte kwaliteitsbeoordelingen voor OOB-accountantsorganisaties ingesteld.1 De Wet Toezicht Accountantsorganisaties kwam er mede door een reeks accountingschandalen in de Verenigde Staten van Amerika waardoor het vertrouwen in de kwaliteit van de accountantsverklaring en de onderliggende verslaggeving geschonden werd (Brink-Van der Meer 2007).

Door de financiële crisis in 2008–2009 nam de maatschappelijke belangstelling voor de gepresenteerde cijfers door ondernemingen toe, mede door verhoogde druk op bedrijven om cijfers zo rooskleurig mogelijk te presenteren alsmede de verhoogde subjectiviteit van de waardering van financiële vaste activa veroorzaakt door de afgenomen liquiditeit (AFM 2009). Op basis van inspecties uitgevoerd door de AFM vanaf 2009 bleek het systeem van de accountantscontrole onderhevig aan een aantal kwetsbaarheden, waaronder de waardering van financiële vaste activa, toelichting van onzekerheden in de jaarrekening, en een onvoldoende kwaliteit van documentatie in het controledossier. De conclusie was dat fundamentele veranderingen nodig waren. Uit een serie rapporten van de AFM (2010; 2014; 2017) bleken de tekortkomingen in veel wettelijke controles nog te groot. Deze bevindingen van de AFM, gecombineerd met boetes gegeven aan enkele vooraanstaande accountantsorganisaties, zorgden voor een brede roep om verandering.

Per 2013 werd de Wet op het accountantsberoep (Wab) van kracht, welke leidde tot verplichte scheiding van controle- en adviesactiviteiten, verplichte rotatie van accountantsorganisaties, en verplichte rapportage van activiteiten aan de AFM. Op basis van het rapport van september 2014 bleek de controlekwaliteit volgens de AFM onvoldoende verbeterd: 18 van de 40 controledossiers bleken onvoldoende.

Onder maatschappelijke druk investeerden accountantsorganisaties fors in maatregelen om de controlekwaliteit te verbeteren. Zo werd vanuit de beroepsgroep de Werkgroep Toekomst Accountantsberoep (WTA) opgericht. In haar rapport constateerde de WTA dat: “de hoogconjunctuur waarin veel van de huidige accountants zich professioneel hebben ontwikkeld, gecombineerd met het ontbreken van effectieve correctiemechanismen zoals extern toezicht, heeft geleid tot een geleidelijke verwaarlozing van elementaire vakprincipes” (NBA 2014, p. 25). Fundamentele verbetering van de controlekwaliteit werd in het rapport noodzakelijk geacht en daartoe werden 53 verbetermaatregelen voorgesteld. De AFM concludeerde een jaar later dat een positief resultaat van deze verbetermaatregelen reeds zichtbaar was, vooral binnen de Big 4- accountantsorganisaties, maar dat dit slechts de start van een duurzame ontwikkeling was (AFM 2015). Op basis van de verbetermaatregelen van de WTA werd in 2015 de Monitoring Commissie Accountancy (MCA) opgericht om de continue verbetering van de sector te waarborgen. In haar eerste rapport stelde de MCA dat de WTA een stevige aanzet heeft gedaan tot kwaliteitsverbetering, maar dat het onzeker is of dit voldoende is om het vertrouwen te herstellen en het publieke belang te waarborgen (MCA 2016). In 2016 werden vervolgens de beroepseed voor accountants en een claw-back regeling met een looptijd van zes jaar voor OOB-accountantsorganisaties ingesteld.

Op basis van de genomen verbetermaatregelen concludeerde de MCA in haar eindrapport ‘Spiegel voor de accountancysector’ (MCA 2020) dat de sector er beter voorstond dan in 2015, maar dat er nog steeds sprake was van een “structureel probleem”. Met het oog op het publiek belang, vond de MCA (2020) het aantal onvoldoendes bij kwaliteitsinspecties nog te hoog. Genoemde redenen hiervoor waren dat ingrepen vooral reactief in plaats van proactief waren, en intrinsieke motivatie volgens de MCA (2020) ontbrak. Met het oog op de toekomst stelde het rapport van de MCA (2020) bijkomende impactvolle ingrepen voor.

Uit een rapport van de AFM uit 2018 bleek dat de kwaliteit van de wettelijke controles mogelijk achterbleef bij het maatschappelijk gewenste kwaliteitsniveau (AFM 2018). Vanaf 2019 werd ook door de Commissie Toekomst Accountancysector (CTA) onderzoek gedaan in opdracht van Hoekstra (Minister van Financiën 2020). De CTA concludeerde onder andere in haar rapport (CTA 2020) dat er stappen zijn gezet in de verbetering van kwaliteit, maar dat deze duurzaam bestendigd moeten worden. Ook de CTA sprak van een “structureel” kwaliteitsprobleem. Om implementatie van de aanbevelingen te bevorderen heeft Hoekstra twee kwartiermakers aangesteld om de druk op accountantsorganisaties te verhogen.

Uit het rapport van de CTA kwam naar voren dat een juist en integraal beeld van de kwaliteit van wettelijke controles ontbrak, in het bijzonder ook het niveau van de waarborging van de kwaliteit binnen accountantsorganisaties (CTA 2020). Ook de MCA (2020) sprak van onduidelijkheid en een gebrek aan eenduidigheid over het kwaliteitsbegrip. De Minister van Financiën gaf aan dat het cruciaal is om objectieve informatie over de kwaliteit van de sector te verkrijgen alsmede meer wetenschappelijk onderzoek hiernaar te doen. Figuur 1 toont een overzicht van de toonaangevende ontwikkelingen omtrent controlekwaliteit in Nederland.

Figuur 1.

Overzicht toonaangevende ontwikkelingen controlekwaliteit in Nederland.

Concluderend is er door verschillende commissies veel gezegd en geschreven over de kwaliteit van de accountantscontrole, waarin veelal wordt gesproken over een structureel kwaliteitsprobleem. Het accountantsberoep heeft echter geen definitie van controlekwaliteit vastgelegd in controlestandaarden en een integraal beeld van de gerealiseerde kwaliteit ontbreekt. Hoewel inspecties door de AFM inzicht kunnen geven in het proceskwaliteit, is de steekproef van de AFM redelijk beperkt en niet aselect (AFM 2017; CTA 2020). In dit onderzoek richt ik mij op de uitkomstkwaliteit en geef een algeheel beeld van de gerealiseerde uitkomstkwaliteit van de accountantscontrole in de periode 2000–2018.

3. Methode

Om de controlekwaliteit te meten maak ik gebruik van discretionaire accruals-modellen (DA-modellen). Het idee achter DA-modellen is dat managers van gecontroleerde entiteiten invloed hebben op de winstcijfers door middel van verslaggevingskeuzes. Door een bepaald verslaggevingsalternatief te gebruiken kan het winstcijfer worden aangepast. Zo kan de winst opwaarts of neerwaarts bijgesteld worden, kan er worden gezorgd voor winstegalisatie, of kan de ‘taking a bath’-strategie worden toegepast. Winststuring kan bijvoorbeeld worden bereikt door het vormen van voorzieningen, het al dan niet kapitaliseren van ontwikkelingskosten, of het realiseren van extra omzet in een bepaald boekjaar. Deze winststuring komt doorgaans tot uiting in accruals. Een DA-model schat aan de hand van een lineaire regressie wat de accruals van een bedrijf zouden zijn als het management geen enkele invloed zou hebben op de winst door middel van verslaggevingskeuzes. Het verschil tussen deze verwachting en de werkelijke waarde van de accruals zijn de discretionaire accruals en wordt gebruikt als maatstaf van winststuring (bijvoorbeeld Jones 1991) en controlekwaliteit (bijvoorbeeld Francis and Yu 2009; Francis 2011).

Het gebruik van DA-modellen heeft zowel voor- als nadelen. Een voordeel van DA-modellen is dat ze worden geschat op basis van goed beschikbare data uit de jaarrekeningen van gecontroleerde ondernemingen. Andere maatstaven van controlekwaliteit, zoals rechtszaken tegen accountants, opgelegde boetes door de toezichthouder, going concern opinions, bijstellingen van gerapporteerde resultaten, gevonden materiële afwijkingen, en deficiënties gevonden in de interne beheersingssystemen duiden op extreme gevallen en komen slechts zelden voor (Francis 2011; Bosman 2021). Ook transparantieverslagen van accountantsorganisaties zijn onderling moeilijk vergelijkbaar (De Waard and Brouwer 2021). DA-modellen daarentegen meten de kwaliteit van de externe verslaggeving en kunnen op basis van publieke cijfers uit de jaarrekening worden bepaald.

Een nadeel van het gebruik van DA-modellen is dat keuzes omtrent accruals gezamenlijk worden bepaald door beslissingen van zowel klant als accountant. Wanneer er sprake is van een hoge kwaliteit externe verslaggeving is het niet duidelijk of dit door de accountant komt, of door de gecontroleerde entiteit, die mogelijk reeds hoge kwaliteit externe verslaggeving had alvorens de accountantscontrole plaatsvond. Deze keuzes zijn empirisch moeilijk los van elkaar te koppelen. Omdat een accountantscontrole als doel heeft om de betrouwbaarheid van de externe verslaggeving te verhogen, worden de discretionaire accruals veel gebruikt als maatstaf van controlekwaliteit (DeFond and Zhang 2014). Bevindingen van Aobdia (2019) tonen dat een specifiek DA-model (het Modified Jones model) significant correleert met de bevindingen van PCAOB-inspecties in de Verenigde Staten van Amerika, wat positief is voor de betrouwbaarheid van DA-modellen. Bosman (2021) vat op basis van voorgaande literatuur enkele nadelen samen: ze zijn relatief onnauwkeurig, er is niet altijd consensus hoe ze gemeten dienen te worden, en ze zijn gevoelig voor ontwerpkeuzes en selectiecriteria van het onderzoek. In mijn onderzoek kom ik tegemoet aan deze nadelen door zes verschillende specificaties en twee verschillende selectiecriteria te gebruiken op basis van voorgaande literatuur.

Data worden verkregen vanuit de Compustat Global Annual Fundamentals database.2 De initiële selectie omvat alle Nederlandse beursgenoteerde ondernemingen in de periode van 2000 tot 2018.3 Ik elimineer duplicaten, bedrijfsjaren gerapporteerd in andere valuta dan Gulden of Euro4, observaties met missende variabelen om totale accruals of controlevariabelen te berekenen, en bedrijfsjaren uit de financiële sector (SIC-codes 60–69) alsmede observaties zijnde nutsbedrijven (SIC-codes 44–49). Bedrijven uit de financiële sector en nutsbedrijven worden geëlimineerd omdat accrualmodellen zich niet lenen om accruals bij deze bedrijven betrouwbaar in te schatten (Francis and Yu 2009). Daarnaast zijn bedrijfsjaren waarin een wijziging in verslaggevingsstandaarden is doorgevoerd verwijderd, omdat de verschillende waarderingsgrondslagen de totale accruals onjuist zouden kunnen beïnvloeden. Ten slotte zijn tenminste tien observaties per bedrijf nodig om de DA-modellen te schatten (Ecker et al. 2013).5 Tabel 1 toont de selectiecriteria van de steekproef. De uiteindelijke steekproefgrootte omvat 1.054 bedrijfsjaren (69 unieke bedrijven).

Tabel 1.

Selectiecriteria steekproef.

Selectiecriteria Steekproef Aantal bedrijfsjaren
Nederlandse beursgenoteerde bedrijven in Compustat Global 2000–2018 3.512
Minus: Bedrijfsjaren uit de financiële sector (SIC 60–69) of zijnde nutsbedrijven (SIC 44–49) (956)
Minus: Bedrijfsjaren met data in andere valuta dan Euro of Gulden (371)
Minus: Bedrijfsjaren met missende variabelen voor berekening totale accruals (29)
Minus: Bedrijfsjaren met missende controlevariabelen (305)
Minus: Bedrijfsjaren niet gecontroleerd door een Big 4 accountantsorganisatie (291)
Minus: Bedrijfsjaren met een verandering in verslaggevingsstandaarden in het voorgaande jaar. (99)
Minus: Bedrijven met minder dan 10 jaar aan data beschikbaar (408)
Aantal observaties 1.054

Voor het meten van de discretionaire accruals gebruik ik drie modellen: het Modified Jones model (Jones 1991; Dechow et al. 1995), het Cash Flow model (Ball and Shivakumar 2006), en het Dechow-Dichev model (Dechow and Dichev 2002). Onderstaand staan de regressies van het Modified Jones model (vergelijking 1), het Cash Flow model (vergelijking 2), en het Dechow-Dichev model (vergelijking 3).

 Totale Accruals i,t Totale Activa i,t-1

=α0+α11 Totale Activa i,t-1+α2Δ Omzet i,t-Δ Debiteuren i,t Totale Activa i,t-1 (1)

+α3 Netto Materiële Vaste Activa i,t Totale Activa i,t-1+ Discretionaire Accruals i,tModified Jones 

 Totale Accruals i,tGemiddelde Totale Activai,t

=α0+α1 Netto Kasstroom uit Operationele Activiteiten i,t Gemiddelde Totale Activa i,t (2)

+ Discretionaire Accruals i,tCash Flow 

Totale Accrualsi,tGemiddelde Totale Activai,t

=α0+α1 Netto Kasstroom uit Operationele Activiteiten i,t Gemiddelde Totale Activa i,t

+α2 Netto Kasstroom uit Operationele Activiteiten i,t-1 Gemiddelde Totale Activa i,t-1 (3)

+α3 Netto Kasstroom uit Operationele Activiteiten i,t+1 Gemiddelde Totale Activa i,t+1

+ Discretionaire Accruals i,tDechow-Dichev

In deze regressies is totale accruals geschaald door een maatstaf van totale activa.6,7 De onafhankelijke variabelen verschillen per model, maar schatten de totale accruals in een situatie waarin het management geen enkele invloed op de winst zou hebben en er dus geen sprake zou kunnen zijn van winststuring. De discretionaire accruals nemen de waarde van de residual (het residu) uit de regressie aan en zijn de accruals die niet verklaard kunnen worden door de andere variabelen in het desbetreffende model. Discretionaire accruals kunnen zijn beïnvloed door verslaggevingskeuzes gemaakt door het management van de gecontroleerde entiteit. Ook de onafhankelijke variabelen worden geschaald door een maatstaf van totale activa. Omdat sommige bedrijven prikkels hebben om de winst neerwaarts te sturen (bijvoorbeeld om de belastingdruk te verminderen) en sommige bedrijven prikkels hebben om de winst opwaarts te sturen (bijvoorbeeld wanneer er sprake is van een mogelijke bonus voor het management) neem ik de absolute waarde van de discretionaire accruals (Healy 1985; Warfield et al. 1995). Tabel 2 toont beschrijvende statistiek over de verschillende DA-modellen.

Tabel 2.

Beschrijvende Statistiek.

Variabele N Gem. St. Dev. Minimum Maximum
AccrualsModified Jones 1.054 -0,05 0,11 -1,37 0,80
AccrualsCash Flow/DD 1.054 0,01 0,09 -0,90 0,65
|DA|Modified Jones 1.054 0,07 0,09 0,00 1,00
|DA|Cash Flow 1.054 0,06 0,08 0,00 0,91
|DA|DD 1.054 0,06 0,08 0,00 0,90
|DA|BS Modified Jones 1.054 0,07 0,09 0,00 1,00
|DA|BS Cash Flow 1.054 0,06 0,08 0,00 0,91
|DA|BS DD 1.054 0,06 0,08 0,00 0,91

De modellen worden geschat op basis van de tijdsserie van elk bedrijf. Zo wordt per bedrijfsjaar de verhouding tussen de variabele uit het respectievelijke model en totale accruals geschat op basis van andere bedrijfsjaren van hetzelfde bedrijf. Om de robuustheid van de bevindingen te vergroten pas ik ook drie DA-modellen toe die controleren voor de asymmetrische tijdigheid van opbrengsten en kosten (Ball and Shivakumar 2006). In deze modellen worden drie variabelen aan de hierboven geïntroduceerde DA-modellen toegevoegd: (i) de netto kasstroom uit operationele activiteiten geschaald door gemiddelde totale activa ingeval deze niet reeds in het model zat, (ii) een dummyvariabele die aangeeft of het bedrijf verlies of winst heeft gemaakt, en (iii) een interactie tussen variabele (i) en variabele (ii). Dit leidt tot een totaal van zes DA-modellen.

4. Empirische bevindingen

4.1. Trend Controlekwaliteit 2000–2018

Allereerst bereken ik de gemiddelde absolute discretionaire accruals per jaar op basis van de zes DA-modellen. Figuur 2 toont de gemiddelde discretionaire accruals op basis van deze zes DA-modellen gedurende de steekproefperiode. Let op dat in de grafiek de schaal van discretionaire accruals omgedraaid is, zodat een stijging in de grafiek een stijging in het uitkomstniveau van controlekwaliteit aanduidt. Op basis van de grafiek is er een waarneembare stijging in controlekwaliteit in de periode 2000–2018.

Figuur 2.

Discretionaire Accruals (omgekeerde schaal) 2000–2018. Door het zeer geringe aantal observaties in 2005, veroorzaakt door de implementatie van IFRS-standaarden, is 2005 niet meegenomen in de grafiek.

Ten tweede voer ik formele toetsen uit om te onderzoeken of de stijging (daling) in controlekwaliteit (absolute DA) statistisch significant is. Tabel 3 rapporteert zes regressies op basis van de zes DA-modellen. De afhankelijke variabele is de absolute waarde van de discretionaire accruals per bedrijf. De onafhankelijke variabele is het fiscale jaar. Resultaten laten in iedere regressie een daling van de absolute discretionaire accruals over tijd zien. Dit kan geïnterpreteerd worden als een stijging in het uitkomstniveau de controlekwaliteit.8

Tabel 3.

Regressieanalyse Discretionaire Accruals 2000–2018.

Panel A: Discretionaire Accruals Modellen
Onafhankelijke variabelen Modified Jones Cash Flow Dechow-Dichev
Coëfficiënt t-stat (p-waarde) Coëfficiënt t-stat (p-waarde) Coëfficiënt t-stat (p-waarde)
Fiscaal Jaar -0,0015*** -2,95 (0,003) -0,0015*** -3,35 (0,001) -0,0014*** -3,23 (0,001)
Intercept 0,0816*** 14,21 (< 0,001) 0,0694*** 15.16 (< 0,001) 0,0679*** 14,79 (< 0,001)
R2 0,90% 1,05% 0,99%
Observaties 1.054 1.054 1.054
F-Statistiek (vrijheidsgraden) 8,71*** (1, 1.052) 11,24*** (1, 1.052) 10,45*** (1, 1.052)
Panel B: Discretionaire Accruals Modellen op basis van Ball and Shivakumar (2006)
Onafhankelijke variabelen Modified Jones Cash Flow Dechow-Dichev
Coëfficiënt t-stat (p-waarde) Coëfficiënt t-stat (p-waarde) Coëfficiënt t-stat (p-waarde)
Fiscaal Jaar -0,0015*** -3,05 (0,002) -0,0014*** -3,25 (0,001) -0,0014*** -3,14 (0,002)
Intercept 0,0789*** 14,10 (< 0,001) 0,0690*** 15,10 (< 0,001) 0,0674*** 14,65 (< 0,001)
R2 0,95% 0,99% 0,94%
Observaties 1.054 1.054 1.054
F-Statistiek (vrijheidsgraden) 9,29*** (1, 1.052) 10,58*** (1, 1.052) 5,23*** (1, 1.052)

De coëfficiënten in de regressies variëren tussen de -0,0014 en -0,0015 en zijn in elk model statistisch significant (p < 0,01).9 Deze coëfficiënten geven aan dat de absolute discretionaire accruals in de steekproef jaarlijks gemiddeld met 0,14 tot 0,15 procentpunt van de totale activa afnemen. Als percentage van de basiswaarde (intercept) varieert dit tussen 1,83% (Modified Jones model) en 2,16% (Cash Flow model). Alomvattend tonen deze regressies aan dat absolute discretionaire accruals in de periode 2000–2018 zijn gedaald.

4.2. Robuustheidstoetsen en additionele analyses

Een mogelijk probleem van studies omtrent discretionaire accruals is dat het schatten van de DA-modellen zorgt voor grote steekproefuitval (Ecker et al. 2013). Bijvoorbeeld in de Nederlandse setting is de steekproef te klein om voor bedrijfstak-specifieke effecten te controleren. Als alternatief stellen Ecker et al. (2013) voor om DA-modellen cross-sectioneel te schatten op basis van observaties in hetzelfde bedrijfsjaar met ongeveer eenzelfde bedrijfsgrootte. Zij vinden dat dit leidt tot een grotere steekproef terwijl de meetkwaliteit van de DA-modellen minstens zo goed is.

Om de robuustheid van de bevindingen te vergroten, gebruik ik eenzelfde cross-sectionele schattingsmethode als Ecker et al. (2013). Dit leidt tot 408 meer bedrijfsjaren in de steekproef (resulterend in 1.462 bedrijfsjaren). Ik schat het Modified Jones model, het Cash Flow model, en het Dechow-Dichev model op basis van 50 omliggende bedrijven op basis van grootte (totale activa) in hetzelfde jaar. Tabel 4 toont de resultaten van de regressies op basis van de schattingsmethode van Ecker et al. (2013). De coëfficiënten variëren tussen -0,0017 en -0,0019 en zijn in elk model statistisch significant (p < 0,01). Deze coëfficiënten geven aan dat de absolute discretionaire accruals in de steekproef jaarlijks gemiddeld met 0,17 tot 0,19 procentpunt van totale activa afnemen. Deze bijkomende analyses leiden dus tot gelijkaardige conclusies als de hoofdanalyses.

Tabel 4.

Cross-Sectionele Discretionaire Accruals 2000–2018.

Onafhankelijke variabelen Modified Jones Cash Flow Dechow-Dichev
Coëfficiënt t-stat (p-waarde) Coëfficiënt t-stat (p-waarde) Coëfficiënt t-stat (p-waarde)
Fiscaal Jaar -0,0019*** -3,15 (0,002) -0,0018*** -4,40 (< 0,001) -0,0017*** -3,89 (< 0,001)
Intercept 0,1032*** 4,26 (< 0,001) 0,0904*** 5.14 (< 0,001) 0,0858*** 4,93 (< 0,001)
Firm-Fixed Effects JA JA JA
R2 30,46% 36,30% 32,89%
Observaties 1.462 1.462 1.462
F-Statistiek (vrijheidsgraden) 3,42*** (155, 1.295) 4,45*** (155, 1.295) 3,82*** (155, 1.295)

Ten tweede is een limitatie van deze studie dat de geobserveerde mate van winststuring zowel een resultaat kan zijn van ontwikkelingen in externe verslaggevingskwaliteit alsook ontwikkelingen in controlekwaliteit. Deze twee constructen zijn conceptueel met elkaar verweven (bijvoorbeeld DeFond and Zhang 2014) en empirisch moeilijk van elkaar te scheiden (bijvoorbeeld Gaynor et al. 2016). Daarom controleer ik in een additionele test voor de invloed van een majeure verslaggevingsverandering: de invoering van de International Financial Reporting Standards (IFRS). Ik doe dit op twee manieren. Ten eerste, creëer ik een variabele IFRS die de waarde “1” aanneemt na adoptie van IFRS (2005 en later) en “0” voor adoptie van IFRS (2000–2004). Kolom (1) van Tabel 5 toont een regressie met als afhankelijke variabele het gemiddelde van de zes DA-modellen en als onafhankelijke variabelen het fiscaal jaar en IFRS. Resultaten tonen een significante daling in discretionaire accruals per fiscaal jaar en geen significant effect voor IFRS. In kolom (2) en (3) staan respectievelijk analyses voor de periode voor IFRS (2000–2004) en na IFRS-adoptie (2005–2018) met als afhankelijke variabele het gemiddelde van de zes DA-modellen. In beide regressies vind ik conform met de hoofdanalyses een significant negatief effect van fiscaal jaar op discretionaire accruals.

Tabel 5.

Regressieanalyse Discretionaire Accruals 2000–2018.

Onafhankelijke variabelen Gecombineerd Model Periode 2000–2004 Periode 2005–2018
Coëfficiënt t-stat (p-waarde) Coëfficiënt t-stat (p-waarde) Coëfficiënt t-stat (p-waarde)
Fiscaal Jaar -0,0014** -2,33 (0,020) -0,0058** -2,29 (0,023) -0,0011* -1,85 (0,064)
IFRS -0.0012 -0,17 (0,868)
Intercept 0,0725*** 5,46 (< 0,001) 0,0817*** 11,56 (< 0,001) 0,0684*** 4,44 (< 0,001)
R2 1,46% 1,46% 0,43%
Observaties 1.054 300 754
F-Statistiek (vrijheidsgraden) 7,69*** (2, 1.051) 5,26** (1, 298) 3,43* (1, 752)

5. Conclusie en slotbeschouwingen

In het afgelopen decennium is er een verhit debat gevoerd over de controlekwaliteit in Nederland. Een geïnformeerde discussie hieromtrent werd soms verhinderd doordat controlekwaliteit zich moeilijk laat meten. Inspecties van de AFM geven inzichten in de kwaliteit van het controleproces, maar richten zich vooral op het procesniveau van controlekwaliteit. Discussies worden dus voornamelijk gevoerd aan de hand van de beschikbare informatie over proceskwaliteit. Hierbij dient te worden opgemerkt dat de steekproeven van de AFM beperkt zijn in omvang, en geen representatieve of aselecte steekproef zijn, waardoor een algeheel beeld van de kwaliteit van de sector dus ontbreekt (AFM 2017; CTA 2020). Dit onderzoek geeft een algeheel beeld op basis van het uitkomstniveau van controlekwaliteit. Meer specifiek toont het een stijging in de uitkomstkwaliteit van de wettelijke accountantscontrole in de periode 2000–2018 op een grote steekproef van Nederlandse beursvennootschappen gecontroleerd door Big 4-accountantsorganisaties.

Deze studie is ook onderhevig aan beperkingen. De voornaamste beperking is dat de trend in discretionaire accruals niet kan worden uitgesplitst in controlekwaliteit en verslaggevingskwaliteit. Ontwikkelingen in de vennootschapsbelasting, het rentepercentage, de reële economie, en verslaggevingsstandaarden kunnen de aantrekkelijkheid van discretionaire accruals verminderd hebben en daarmee van invloed zijn op de trend. De rol van de accountant hierin kan tweeledig zijn. Namelijk, de accountant kan vanuit een ‘opvoedende’ rol ondernemingen zover krijgen om minder winst te sturen. Daarnaast kan de accountant, wanneer de onderneming blijft volharden in winststuring, correctieboekingen aanbrengen. Belangrijk is dat de conclusies die getrokken worden van toepassing zijn op het uitkomstniveau van de accountantscontrole. Er kunnen op basis van deze studie dus geen valide conclusies worden getrokken over het input- of het procesniveau van controlekwaliteit. Het is noodzakelijk dat het accountantsberoep zoekt naar additionele audit quality indicators om zo een uitgebreider overzicht te krijgen omtrent de controlekwaliteit. De huidige ontwikkelingen hieromtrent, met name het opstellen van audit quality indicators door de daarvoor in het leven geroepen werkgroepen bieden alvast hoop voor de toekomst.

C.P.H. Peters MSc. is als promovendus verbonden aan Tilburg University.

Dankwoord

Ik dank Chris Knoops (hoofdredacteur), drie anonieme reviewers, en Bart Dierynck hartelijk voor hun behulpzame opmerkingen, suggesties, en feedback. Tevens ben ik de Foundation for Auditing Research zeer erkentelijk voor financiële ondersteuning.

Noten

1

OOB-accountantsorganisaties zijn accountantsorganisaties die een vergunning hebben om de wettelijke controle van organisaties van openbaar belang (OOB’s) uit te mogen voeren.

2

Data omvat historische data uit de originele jaarrekening van het bedrijf. Bijstellingen, bijvoorbeeld zoals gemaakt in interim-rapportages, worden derhalve niet in de data meegenomen. Dit houdt in dat bedrijven die in 2005 IFRS implementeren, vanaf 2005 de jaarrekening op IFRS-grondslag hebben. De cijfers uit de jaarrekeningen van 2004 zijn dus niet aangepast voor bedrijven die in 2005 IFRS implementeren. Bedrijfsjaren waarin een wijziging in verslaggevingsstandaarden is toegepast zijn niet opgenomen in de steekproef.

3

Daarnaast omvat de initiële selectie data uit de jaren 1998, 1999 en 2019 om lag- en lead-variabelen te berekenen.

4

De steekproef omvat 17 observaties die in guldens worden gerapporteerd volgens de Compustat Global database, deze worden verrekend naar Euro’s aan de hand van wisselkoers €1 = fl. 2,20371.

5

Ter robuustheid gebruik ik een alternatief selectiecriterium waarbij er tenminste 14 observaties beschikbaar dienen te zijn (Jones 1991, p. 206). Inferenties blijven ongewijzigd met dit alternatieve selectiecriterium.

6

In het Modified Jones model worden totale accruals gemeten door de verandering in werkkapitaal gedurende het boekjaar (vlottende activa exclusief liquide middelen minus vlottende passiva) te verminderen met afschrijvingskosten (Jones 1991). In het Cash Flow en Dechow-Dichev model worden totale accruals gemeten als verandering in debiteuren + verandering in voorraden – verandering in crediteuren – verandering in te betalen vennootschapsbelasting + verandering in overige activa (Dechow and Dichev 2002). Veranderingen betreffen hier veranderingen in waarde van jaar t1 naar jaar t.

7

Alle observaties van de afhankelijke variabele met een waarde hoger dan 1 worden gewinsoriseerd tot 1 (zie ook Francis and Yu 2009).

8

Inferenties blijven ongewijzigd wanneer 2005, 2006, of beide jaren niet worden meegenomen in de steekproef.

9

Inferenties blijven ongewijzigd wanneer bedrijfsvaste (firm-fixed) effecten worden gebruikt.

Literatuur

  • Bosman T (2021) The measurement of audit quality in the Netherlands: a practical note. Maandblad voor Accountancy en Bedrijfseconomie 95(1/2): 17–31. https://doi.org/10.5117/mab.95.56820
  • De Waard D, Brouwer P (2020) Vier jaar transparantie geanalyseerd: Exploratief onderzoek naar transparantieverslagen van accountantsorganisaties. Maandblad voor Accountancy en Bedrijfseconomie 95(1/2): 47–55. https://doi.org/10.5117/mab.95.60954
  • Detzen D, Gold A (2021) The different shades of audit quality: A review of the academic literature. Maandblad voor Accountancy en Bedrijfseconomie 95(1/2): 5–15. https://doi.org/10.5117/mab.95.60608
  • Epe P (2020) Jaarverslaggeving, 9e druk. Noordhoff.
  • Francis JR (2011) A framework for understanding and researching audit quality. Auditing: A Journal of Practice & Theory 30(2): 125–152. https://doi.org/10.2308/ajpt-50006
  • Francis JR, Maydew EL, Sparks HC (1999) The role of Big 6 auditors in the credible reporting of accruals. Auditing: A Journal of Practice & Theory 18(2): 17–34. https://doi.org/10.2308/aud.1999.18.2.17
  • Gaynor LM, Kelton AS, Mercer M, Yohn TL (2016) Understanding the relation between financial reporting quality and audit quality. Auditing: A Journal of Practice & Theory 35(4): 1–22. https://doi.org/10.2308/ajpt-51453
  • Gold A, Majoor B (2021) De toegevoegde waarde van Audit Quality Indicators; indicatief of normatief? Maandblad voor Accountancy en Bedrijfseconomie 95(1/2): 1–3. https://doi.org/10.5117/mab.95.64092
  • Jones JJ (1991) Earnings management during import relief investigations. Journal of Accounting Research 29(2): 193–228. https://doi.org/10.2307/2491047
  • Knechel WR, Krishnan GV, Pevzner M, Shefchik LB, Velury UK (2013) Audit quality: Insights from the academic literature. Auditing: A Journal of Practice 32(Supplement 1): 385–421. https://doi.org/10.2308/ajpt-50350
  • Meuwissen R, Wallage P (2007) The auditing profession in the Netherlands: from Limperg’s principles to detailed rules. In: Quick R, Turley S, Willekens M (Eds) Auditing, Trust and Governance. Routledge, 186–203. https://doi.org/10.4324/9780203936016