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EARNINGS MANAGEMENT Y REFORMA FISCAL DE 2001 EN CHILE

Edinson Cornejo Saavedra

Universidad Autónoma de Madrid; Universidad de Chile

Beatriz García Osma

Dpto. de Contabilidad Universidad Autónoma de Madrid

Área temática: A) Información Financiera y Normalización Contable Palabras clave: Earnings management, tasa de impuesto, devengos discrecionales, modelos basados en cuentas de devengos, análisis multivariante.

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EARNINGS MANAGEMENT Y REFORMA FISCAL DE 2001 EN CHILE

Resumen En Chile, año 2001, se estableció un alza gradual de la tasa de impuesto a las ganancias corporativas: desde el 15% (2001) hasta el 16% (2002), 16,5% (2003) y 17% anual (2004). Se busca determinar si, durante esos años, las empresas manipularon a la baja el beneficio contable para disminuir el pago de impuestos. Se analizó una muestra de 63 firmas de la industria de manufactura, usando datos del período 2000-2005. De los modelos utilizados para detectar earnings management, el modelo de Kasznik (1999) alcanzó la mayor capacidad explicativa (38% en 2002 y 53% en 2003 y 2004) y entrega evidencia de manipulación a la baja del beneficio contable. Sobre la precisión de las estimaciones, el análisis multivariante (Young, 1999) señala que el 12% de la variación en los devengos discrecionales estimados es atribuible a un error de medición.

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I. Introducción Este estudio sigue la línea de investigación que relaciona las prácticas de earnings management y los cambios en la tasa de impuesto a las ganancias corporativas, y analiza lo ocurrido en Chile cuando la Ley N° 19.753 –publicada el 28 de septiembre de 2001– estableció un alza gradual de la tasa de impuesto a las ganancias corporativas1: desde el 15% anual vigente en el año 2001 hasta el 16% en el 2002; para luego aumentar a 16,5% en el 2003; y, finalmente, a 17% en el 2004. El objetivo es determinar si, durante la implementación de esta medida gubernamental, las empresas analizadas manipularon a la baja el beneficio contable para disminuir el monto de impuestos a pagar al Estado. Este trabajo busca contribuir al estudio de la relación “elección contable-fiscalidad”, la cual constituye una literatura en desarrollo, debido a que requiere de eventos que escruten y/o modifiquen la tasa de impuesto, y éstos no ocurren de manera frecuente. El estudio se justifica, fundamentalmente, por dos razones. Primero, en Chile aún habría margen para implementar futuras alzas en la tasa de impuesto a las ganancias. En el contexto de Latino América, Chile tuvo la tasa de impuesto promedio más baja durante el período 1997-2007; y, en el año 2007, tuvo la segunda tasa de impuesto más baja de la región, situándose 11,86 (18) puntos porcentuales por debajo del promedio (máximo) latinoamericano2. También como referencia, en una muestra de países del Sureste Asiático la tasa de impuesto varió entre 20% (Singapur) y 35% (Filipinas) en el 2007, y entre 23,45% (Singapur) y 33,09% (Filipinas) al considerar los valores promedio del período 1997-2007. En otras zonas la tasa de impuesto promedio varió entre 23,18% (Unión Europea) y 34,70% (América del Norte) en el 2007, y entre 29,09% (Unión Europea) y 37,78% (América del Norte) al considerar las tasas promedio del período 1997-2007 (ver Cuadro 1)3. Se observa entonces que Chile tiene una de las tasas de impuesto más bajas, en relación con países comparables y economías desarrolladas, y aunque las tasas de impuesto promedio de las regiones geográficas han tendido a disminuir en los últimos años, todavía existe un diferencial significativo. En consecuencia, los futuros gobiernos de Chile aún tendrían margen para implementar futuras alzas de la tasa de impuesto, convergiendo así al promedio de Latino América o de otras regiones. Por ello, podría ser útil analizar el comportamiento del beneficio contable de las firmas en un escenario caracterizado por un alza impositiva, como el ocurrido entre los años 2002 y 2004. La segunda razón se refiere a que un alza en la tasa de impuesto podría tener efectos distintos a los esperados por la autoridad, tales como alteraciones en el beneficio contable y/o en el beneficio imponible de las firmas. Cabe señalar la relevancia que tienen los ingresos tributarios (netos) para la economía chilena: en el período 1990-2007 éstos representaron, en promedio, el 16,2% del PIB del país; en los años 2006 y 2007 dichos ingresos ascendieron al 17,0% y 18,9% del PIB, respectivamente (los máximos del período); y para el año tributario 2008 se proyecta una recaudación equivalente al 18% del PIB. Con relación a la composición de los ingresos tributarios,

1 El impuesto a las ganancias corporativas es conocido en la legislación tributaria de Chile con el nombre de impuesto a la renta de primera categoría. 2 La tasa de impuesto promedio para Latino América en el año 2007 fue 28,86% (sin incluir Chile). La tasa máxima fue 35% y corresponde a Argentina. 3 La muestra de países de Sudamérica está compuesta por: Argentina, Bolivia, Brasil, Colombia, Ecuador, Paraguay, Perú, Uruguay y Venezuela. La muestra de Latino América está conformada por: Argentina, Bolivia, Brasil, Colombia, Costa Rica, Ecuador, El Salvador, Guatemala, Honduras, México, Panamá, Paraguay, Perú, República Dominicana, Uruguay y Venezuela. La muestra de América del Norte está compuesta por: Canadá, Estados Unidos y México. La muestra del Sureste Asiático está integrada por: Filipinas, Indonesia, Malasia, Singapur, Tailandia y Vietnam. La muestra de la Unión Europea se compone de: Alemania, Austria, Bélgica, Bulgaria, Chipre, Dinamarca, Eslovaquia, Eslovenia, España, Estonia, Finlandia, Francia, Grecia, Hungría, Irlanda, Italia, Letonia, Lituania, Luxemburgo, Malta, Países Bajos, Polonia, Portugal, Reino Unido, República Checa, Rumania y Suecia. Datos obtenidos del informe “KPMG´s Corporate and Indirect Tax Rate Survey 2007”, de la firma consultora KPMG.

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el impuesto a las ganancias representó el 44,56% de la recaudación en el año 20074 y se espera un 40,31% para el 2008, lo que muestra su importancia para las arcas fiscales (el impuesto al valor agregado constituyó el 41,94% de la recaudación tributaria del año 2007 y se estima un 46,89% para el 20085). En este contexto, y debido a que la recaudación tributaria condiciona el presupuesto fiscal, podría ser útil estimar el impacto de las prácticas de earnings management –si existen– en la recaudación del impuesto a las ganancias, en un escenario caracterizado por un alza de este tributo.

Cuadro 1: Tasa de Impuesto a las Ganancias Corporativas de Chile, Sudamérica, Latino América, América del Norte, del Sureste Asiático y de la Unión Europea

El cuadro muestra la tasa de impuesto a las ganancias corporativas para Chile, y las tasas de impuesto promedio de Sudamérica, Latino América, América del Norte, el Sureste Asiático, y la Unión Europea. Las cifras (porcentuales) corresponden a las tasas de impuesto vigentes al 01 de Enero de cada año, desde 1997 hasta el año 2007. La última columna contiene la tasa de impuesto promedio para cada país o zona geográfica. Los valores promedio fueron calculados utilizando todos los datos disponibles en el cuadro. (*): El valor promedio excluye (del cálculo) a Chile.

1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 Media Chile 15,00 15,00 15,00 15,00 15,00 16,00 16,50 17,00 17,00 17,00 17,00 15,95 Sudamérica* 30,00 30,61 29,67 31,22 32,41 32,41 32,03 31,92 31,00 31,00 28,56 30,98 Latino América* 30,56 30,50 29,43 30,20 31,23 31,23 30,89 30,39 30,23 30,54 28,86 30,37 América del Norte 42,30 42,30 39,87 39,87 39,03 37,87 34,87 34,37 35,37 35,03 34,70 37,78 Sureste Asiático 31,00 30,50 30,33 29,75 29,58 30,92 29,00 28,33 28,00 28,50 28,33 29,48 Unión Europea 33,85 33,32 33,34 32,32 30,65 29,47 28,39 26,97 24,46 24,08 23,18 29,09

Fuente: Elaboración propia, con datos obtenidos del informe “KPMG´s Corporate and Indirect Tax Rate Survey 2007”, de la empresa consultora KPMG. Se analizó una muestra de 63 firmas de la industria chilena de manufactura, utilizando datos de los reportes financieros individuales, anuales y auditados, correspondientes al período 2000-2005, datos que fueron recopilados manualmente. Se utilizaron los modelos de Jones (Jones, 1991), de Jones modificado (Dechow et al., 1995) y de Kasznik (Kasznik, 1999) para detectar prácticas de earnings management. El modelo de Kasznik fue consistente en los signos y significancia de sus coeficientes, y alcanzó una capacidad explicativa considerablemente más alta que los otros modelos (38% en el año 2002 y 53% en los años 2003 y 2004). Al analizar la distribución del beneficio contable neto escalado (Burgstahler & Dichev, 1997) se encontró evidencia de manipulación al alza del beneficio contable en respuesta a un incentivo de carácter permanente, como es evitar reportar pérdidas. Lo anterior es contrario a la manipulación a la baja del beneficio contable en respuesta a un incentivo temporal como un alza de la tasa de impuesto. Por ello, la muestra fue dividida en dos: una muestra de firmas “sospechosas” de manipular para evitar reportar pérdidas, que respondería a un incentivo permanente; y una muestra de firmas “no sospechosas” de manipular para evitar pérdidas, que respondería al incentivo temporal del alza de la tasa de impuesto. Los resultados del modelo de Kasznik, para la muestra total y para la muestra de firmas “no sospechosas”, indican que en el período 2002-2004 existe evidencia de manipulación a la baja; mientras que para la muestra de firmas “sospechosas” se encontró evidencia de manipulación al alza del beneficio contable, aun cuando ello implicaría pagar más impuestos. Lo anterior fue confirmado por los resultados del análisis multivariante de Guenther (1994). En cuanto a la precisión de las estimaciones, el análisis multivariante de Young (1999) señala que, para la muestra total y de firmas “no sospechosas”, aproximadamente sólo el 12% de la

4 En el año 2007, y por primera vez desde que se creó el IVA (1975), dicho gravamen fue desplazado por el Impuesto a las Ganancias como el principal componente de la recaudación tributaria (Diario “La Tercera”, página 50, Sábado 26 de Julio de 2008). 5 El remanente de la recaudación tributaria se compone de: Impuestos Específicos (8,04% en 2007; 7,85%* en 2008), Impuestos a los Actos Jurídicos (3,02% en 2007; 2,67%* en 2008), Impuestos al Comercio Exterior (1,85% en 2007; 1,77%* en 2008); y resto (0,59% en 2007; 0,51%* en 2008). (*): Cifras estimadas. Fuente: Datos del Servicio de Impuestos Internos (SII) y de la Dirección de Presupuestos (Dipres).

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variación en los devengos discrecionales estimados por el modelo de Kasznik es atribuible a un error de medición. El documento se divide en seis secciones: la sección II contiene un análisis de la literatura previa relacionada al tema que se investiga; la sección III presenta las hipótesis de estudio; la sección IV detalla la metodología de análisis; la sección V muestra los resultados; y la sección VI contiene las conclusiones. II. Literatura Previa La literatura previa analiza la relación “elección contable-fiscalidad” desde distintos puntos de vista. Estudios anteriores sugieren que las tasas de impuesto efectivas corporativas están sujetas a un intenso escrutinio político y que los administradores, antes que se produzca un cambio en las tasas de impuestos, escogen devengos y políticas contables para influir en los procesos legislativos o regulatorios. Así, el escrutinio político de las tasas de impuesto corporativas puede influir en las elecciones contables (Northcut & Vines, 1998), ya que si las bajas tasas de impuesto efectivas conducen a los votantes a creer que las firmas no están pagando una cuota justa de impuestos, entonces el escrutinio público de las tasas de impuesto corporativas reportadas puede influir en los legisladores para modificar el código tributario, con el objetivo de que las firmas paguen tasas futuras más altas. Al respecto, Wong (1988) encuentra que las grandes empresas exportadoras de New Zealand eligieron métodos contables que incrementaron sus tasas de impuesto reportadas para reducir la probabilidad de una reforma tributaria. Por su parte, Northcut & Vines (1998) investigan si el escrutinio político de las tasas de impuesto efectivas corporativas influye las elecciones contables de las firmas. De acuerdo a estos autores, las empresas con bajas tasas de impuestos efectivas tendrían incentivos para escoger devengos discrecionales low in book-tax conformity que disminuyen el beneficio contable, pero no tienen efecto sobre la provisión por impuesto y, por lo tanto, aumentan la tasa de impuesto efectiva reportada. Con ello, estas empresas esperarían influir en el proceso legislativo y reducir la probabilidad de un alza en los impuestos futuros. Northcut & Vines (1998) utilizan el “cambio en el gasto por impuestos diferidos” como un proxy de los devengos discrecionales low in book-tax conformity. Así, ellos examinan la asociación entre las “tasas de impuesto efectivas” y los “cambios en los gastos por impuestos diferidos”, y predicen una asociación positiva entre las tasas de impuesto efectivas promedio del período 1981-1984 y los cambios en los gastos por impuestos diferidos durante 1985, el último año en que los reportes financieros de las firmas podían tener una influencia sobre el Tax Reform Act de 1986. Los resultados sugieren que el escrutinio político de las tasas de impuesto efectivas influye en las elecciones contables discrecionales de los administradores. Otras investigaciones analizan la elección contable que surge como respuesta a un cambio en la tasa de impuesto y señalan que, ante un alza impositiva, los administradores están dispuestos a realizar devengos discrecionales que disminuyen el beneficio contable para reducir los costos impositivos. Estos estudios asumen que los administradores eligen devengos que son high in book-tax conformity, es decir, devengos que reducen el beneficio contable, y también el beneficio imponible y el impuesto pagado. Con respecto a la literatura que relaciona los impuestos con la manipulación del resultado contable, Guenther (1994) analizó si el beneficio contable de las empresas estadounidenses era manipulado en respuesta a un cambio en la tasa de impuesto a las ganancias corporativas, como el que afectó a Estados Unidos en 1986, cuando dicha tasa se redujo desde el 46% hasta el 34% anual. Este autor señala que si los administradores intentan maximizar el valor de la compañía minimizando el costo que implica el pago de impuestos, una disminución en la tasa de impuesto generaría un incentivo a diferir los ingresos. Guenther (1994) provee

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evidencia de manipulación del ingreso de los estados financieros, en respuesta a grandes disminuciones en la tasa de impuesto corporativa. Por otra parte, y utilizando un enfoque centrado en los impuestos diferidos, Phillips et al. (2003) proponen y evalúan el uso de los gastos por impuestos diferidos como una métrica para detectar earnings management, usando para ello un modelo de regresión probit cross-sectional. El modelo fue ideado para detectar earnings management en los siguientes tres escenarios: (1) evitar reportar una disminución en las ganancias; (2) evitar reportar una pérdida; (3) y evitar fallar en cumplir o vencer las proyecciones de ganancias de los analistas. Phillips et al. (2003) encuentran evidencia consistente con la utilidad incremental del gasto por impuestos diferidos como medida para detectar earnings management, y concluyen que los investigadores deben considerar la incorporación del gasto por impuestos diferidos en el diseño de sus investigaciones, para detectar los efectos de earnings management más completamente que confiando únicamente en proxies basados en devengos. Este estudio analiza la elección contable que surge como respuesta a un cambio en la tasa de impuesto y utiliza modelos basados en devengos para estimar el componente de devengo discrecional (el cual es usado como un proxy de la cifra de manipulación contable), asumiendo que los administradores eligen devengos que son high in book-tax conformity, es decir, que al reducir el beneficio contable, también disminuyen el beneficio imponible y, con ello, el impuesto a pagar. III. Predicciones e Hipótesis En nuestro caso, y a diferencia del estudio de Guenther (1994), se produce un alza en la tasa de impuesto a las ganancias, y de manera gradual. Por una parte, en este escenario los administradores tienen incentivos para adelantar ingresos (desde un año de mayor tasa de impuesto hacia otro año de menor tasa de impuesto) y/o retrasar costos y gastos (desde un año de menor tasa de impuesto hacia otro año de mayor tasa de impuesto) a través de ajustes discrecionales en las cuentas de devengo, para reducir el beneficio imponible y el impuesto a pagar en los años de mayor tasa de impuesto. Así, si se está en el año ti y se sabe que la tasa de impuesto (T) aumentará en el año ti+1 y siguientes, entonces se espera que las firmas adelanten ingresos y/o retrasen costos y gastos, con el objetivo de aumentar la base imponible en ti y reducirla en ti+1, ya que Ti<Ti+1. El objetivo sería aumentar (reducir) la base imponible en los años de menor (mayor) T6, gestión que ocurriría en los años del período 2002-2004, donde se produce un alza gradual de la tasa de impuesto. Por otra parte, los administradores también tienen incentivos para disminuir los impuestos diferidos en los años de menor tasa de impuesto, ya que la medición de los activos y pasivos por impuestos diferidos se efectúa en base a la tasa de impuesto que se debe aplicar en el año en que ellos serán realizados o liquidados7, y dicha tasa va aumentando durante el período 2002-2004. Así, se espera una disminución de los impuestos diferidos en ti, ya que esto reducirá el monto de impuestos a pagar en el año ti+1. No obstante, este estudio aborda el uso de ajustes discrecionales en las cuentas de devengo para reducir el beneficio contable y el beneficio imponible en los años de mayor tasa de impuesto, dejando para un próximo trabajo el análisis de los impuestos diferidos.

6 En este contexto, se asume que la ley no deshace los ajustes por devengo realizados para aumentar o disminuir el beneficio imponible. 7 Colegio de Contadores de Chile. Boletín Técnico N° 60, “Contabilización del Impuesto a la Renta e Impuestos Diferidos. Introducción”, Inciso 8c. Además, el Boletín Técnico N° 71, párrafo 05, señala que “A partir del 28 de Septiembre de 2001, fecha de publicación de la Ley N° 19.753, los cambios en las tasas de impuesto deben dar origen a un ajuste a todos los saldos de activos y pasivos por impuestos diferidos presentados en el balance general…”.

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Otra diferencia con respecto al estudio de Guenther (1994) radica en que el cambio en la tasa de impuesto a las ganancias no se produce de un año fiscal para otro, sino que se materializa de manera gradual entre los años 2002-2004. Además, el cambio en la tasa de impuesto en Chile fue relativamente pequeño en comparación con Estados Unidos (una variación total de +13,3%, versus una variación de -26,1%, respectivamente). El Cuadro 2 muestra el cambio porcentual experimentado por la tasa de impuesto a las ganancias, durante el período 2001-2004; y contiene una estimación de la ganancia (en términos porcentuales) de adelantar el beneficio imponible desde un año con mayor tasa de impuesto hacia otro con menor tasa de impuesto.

Cuadro 2: Cambio Porcentual Anual de la Tasa de Impuesto a las Ganancias Las columnas 3 y 4 muestran el cambio porcentual anual de la tasa de impuesto a las ganancias, durante el período 2001-2004. Las columnas 5, 6 y 7 muestran una estimación de la ganancia por adelantar el beneficio imponible desde un año con mayor tasa de impuesto hacia otro con menor tasa de impuesto. $: Pesos chilenos.

% Tasa de Ganancia en

Tasa de % Tasa de Impuesto $ equivalentes a el BeneficioAño Impuesto Impuesto (Año Base=2001) $1 del Año 2001 Equivalencia Imponible2001 15,0%2002 16,0% 6,7% 6,7% 1,01 $1,01x(1-0,16) = $1x(1-0,15) 1,2%2003 16,5% 3,1% 10,0% 1,01 $1,01x(1-0,165) = $1x(1-0,16) 0,6%2004 17,0% 3,0% 13,3% 1,01 $1,01x(1-0,17) = $1x(1-0,165) 0,6%

Así, por ejemplo, adelantar $1 de beneficio imponible desde el año 2002 (que tiene una tasa de impuesto de 16%) hacia el año 2001 (que tiene una tasa de 15%), sería equivalente a obtener una ganancia de 1,2%. En otras palabras, si se obtiene $1 de beneficio imponible en el año 2001, el beneficio neto de impuesto sería de $0,85=$1(1 – 0,15); mientras que en el año 2002, dada la mayor tasa de impuesto, se necesitaría un beneficio imponible de $1,01 para generar el mismo beneficio neto de impuesto ($0,85=$1,01(1 – 0,16)). En consecuencia, transferir $1 de beneficio imponible desde el 2002 hacia el 2001 es equivalente a incrementar el beneficio imponible del año 2001 en 1,2%, es decir, en 66.731.602 pesos chilenos o 111.782 euros8. Luego, se espera que las firmas disminuyan el beneficio imponible en los años en que se produce el alza en la tasa de impuesto. Considerando todo lo anterior, la primera hipótesis (H1) que plantea este estudio es la siguiente:

H1: Durante el período 2002-2004, caracterizado por un alza gradual de la tasa de impuesto a las ganancias, las empresas de la muestra manipularon a la baja el beneficio imponible con el objetivo de disminuir el monto del impuesto a pagar al Estado.

Además, la mayor ganancia se produce al acelerar ingresos desde el año 2002 hacia el 2001 y/o retrasar costos y gastos desde el 2001 hacia el 2002, es decir, al manipular a la baja el beneficio imponible del año 2002. Esto conduce al planteamiento de la segunda hipótesis (H2):

H2: Las empresas de la muestra manipularon a la baja el beneficio imponible con el objetivo de disminuir el monto del impuesto a pagar al Estado, concentrando dicha manipulación en el año 2002.

8 La estimación considera el beneficio antes de impuesto promedio de la muestra de firmas, asumiendo que dicha cifra es un buen proxy del beneficio imponible. Cifras en pesos chilenos ($) y euros (€) de 2001. La conversión a euros se hizo al tipo de cambio promedio de diciembre de 2001 ($596,98/€), del Banco Central de Chile.

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Por otra parte, es posible que existan firmas que manipulen al alza el beneficio contable en respuesta a un incentivo de carácter permanente, como es evitar reportar pérdidas. Lo anterior es contrario a manipular a la baja el beneficio contable (y el beneficio imponible) en respuesta al incentivo temporal causado por el alza de la tasa de impuesto. En consecuencia, si existe manipulación contable en el período 2002-2004, es posible que el motivo no sea el alza de la tasa de impuesto, sino que evitar reportar pérdidas o disminuciones en el beneficio contable neto, razón por la cual se plantea la tercera hipótesis (H3):

H3: Durante el período 2002-2004, las firmas “sospechosas” de evitar reportar pérdidas manipularon al alza el beneficio contable, aun cuando ello podría implicar pagar más impuestos.

Se espera que las firmas “no sospechosas” de evitar reportar pérdidas manipulen para pagar menos impuestos, de acuerdo con H1. IV. Metodología de Análisis 1. Modelos Como es común en este tipo de estudios, se asume que la manipulación del beneficio imponible tiene su origen en los devengos discrecionales. Luego, para realizar el estudio se utilizarán modelos tipo Jones, basados en cuentas de devengos, y estimados por mínimos cuadrados ordinarios (MCO). Siguiendo a DeFond & Jiambalvo (1994), los modelos serán estimados en versión cross-sectional, lo que permitirá controlar por los efectos de las cambiantes condiciones económicas de la industria sobre el devengo total y que los coeficientes varíen entre los años (DeFond & Jiambalvo, 1994). Sin embargo, la desventaja de la versión cross-sectional es que asume que los coeficientes son los mismos para todas las firmas en un año y en una industria en particular. Así, se utilizará el modelo de Jones (Jones, 1991), el modelo de Jones modificado (Dechow et al., 1995) y el modelo de Kasznik (Kasznik, 1999), los cuales se revisan a continuación. Modelo de Jones (Jones, 1991) Jones (1991) utiliza una estimación del componente discrecional del devengo total como una medida de la manipulación del resultado contable9. El modelo de Jones es descrito en la ecuación (1):

itit2it1it PPEREVTA (1) donde: TAit es la cifra de devengo total de la firma i en el año t; REVit es el cambio en los ingresos por ventas de la firma i, entre los años t y t-1; PPEit es el ítem “planta, propiedad y equipo bruto” de la firma i en el año t; y it es el término de error. Todas las variables se escalan por el “activo total” de comienzos del año t, para evitar problemas de escala. Como explica García et al. (2005), éste es un modelo de regresión lineal estimado por MCO, donde la cifra de devengo total (TAit) está en función de dos variables: la variación en los ingresos por ventas (REVit), que modela el componente normal del devengo de capital de trabajo; y el nivel de inversión bruta en “propiedades, plata y

9 En este estudio se considera que el uso del componente discrecional del devengo total es más apropiado que el uso del componente discrecional de un devengo en particular, debido a que nuestro interés se centra en todas las cuentas de devengo que pueden ser usadas para reducir el beneficio imponible.

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equipo” (PPEit), que controla por el componente no discrecional de los gastos de depreciación y amortización, los cuales constituyen el principal componente de devengo de largo plazo. De acuerdo a Jones (1991), el signo esperado para el coeficiente 1 de la variable REVit no es tan obvio, debido a que una variación en los ingresos de explotación puede causar cambios en alguna de las cuentas del capital de trabajo que incremente los ingresos (por ejemplo, un incremento en las cuentas por cobrar), como también puede causar cambios en otras cuentas que disminuyan los ingresos (por ejemplo, un incremento en las cuentas por pagar). En cuanto al coeficiente estimado para PPEit (2), se espera que sea negativo, debido a que la “propiedad, planta y equipo” está relacionada a un devengo que disminuye el beneficio (el gasto por depreciación). El modelo asume que los ingresos por ventas son no-discrecionales, y que la relación entre el devengo no discrecional y las variables explicativas es estacionaria10. Así, se modela la parte no discrecional (no manipulable) de los ajustes por devengo, para luego estimar la parte discrecional (manipulable) como la diferencia entre el valor real y el valor estimado de TAit. El componente discrecional es un proxy de la magnitud de la manipulación incorporada al resultado contable. Cabe señalar que la cifra de devengo total (TAit), en los tres modelos analizados, se obtuvo por el método directo, a diferencia de Jones (1991) que utiliza un método indirecto. Ya que el flujo de efectivo operacional (CFOit) es igual a la utilidad neta antes de ítems extraordinarios y operaciones discontinuadas (EBXIit) menos los devengos totales (TAit), entonces es posible calcular el monto de devengo total a partir de la diferencia entre EBXIit y CFOit

11. Esto constituye una aproximación directa para determinar TAit y su uso se justifica en Hribar y Collins (2002). Estos autores “examinan el impacto de medir el devengo como el cambio en las cuentas de Balances Generales sucesivos, en contraste con la medición del devengo directamente desde el Estado de Flujo de Efectivo. Su principal hallazgo es que los estudios que utilizan una aproximación desde el Balance General para testear la existencia de earnings management están potencialmente contaminados por un error de medición en la estimación de la cifra de devengo. En particular, si la variable fraccionada12 utilizada para indicar la presencia de earnings management está correlacionada con la ocurrencia de fusiones y adquisiciones u operaciones discontinuadas, los tests están sesgados y es probable que los investigadores erróneamente concluyan que existe earnings management cuando no la hay. Adicionalmente, los resultados muestran que el error en la estimación del devengo a partir del Balance General puede producir confusión en las regresiones donde los devengos discrecionales y no discrecionales son usados como variables explicativas” (Hribar y Collins, 2002). Modelo de Jones modificado (Dechow et al., 1995) El modelo de Jones modificado se presenta en la ecuación (2), donde: RECit es el cambio en las cuentas por cobrar (de las actividades operacionales) de la firma i, entre los años t y t-1; y las otras variables ya fueron definida en el modelo de Jones. Todas las variables se escalan por el “activo total” de comienzos del año t.

itit2itit1it PPERECREVTA )( (2) El término entre paréntesis es el cambio en los ingresos por ventas, ajustado por el cambio en las cuentas por cobrar. Al sustraer RECit se modifica el modelo de Jones,

10 Una serie de tiempo estacionaria es una cuyo valor medio no cambia a través del tiempo. 11 CFOit = EBXIit – TAit TAit = EBXIit – CFOit 12 Se refiere a la variable de devengo total (TAit), la cual es dividida en dos componentes: devengo no discrecional y devengo discrecional, donde este último representa el factor de manipulación contable.

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de manera que ahora se asume que las ventas a crédito son discrecionales y una fuente de manipulación contable. Modelo de Kasznik (Kasznik, 1999) Para estimar los devengos no-discrecionales, Kasznik extiende los modelos usados por Jones (1991) y Dechow et al. (1995). Para cada firma de la muestra él estima el siguiente modelo cross-sectional, utilizando datos de las firmas que no forman parte de la muestra, pareadas por año e industria:

ipipp3ipp2ipipp1pip CFOPPERECREVTA )( (3)

donde: CFO es el cambio en el flujo de efectivo operacional; e i es el índice que denota la firma, dentro del período de estimación p. Todas las variables están deflactadas por el “activo total” de comienzos del año. De esta manera, el modelo de Kasznik incluye el cambio en el flujo de efectivo operacional (CFO) como una variable explicativa, porque Dechow (1994) encuentra que está negativamente correlacionada con el devengo total. Además, al igual que Dechow et al. (1995), relaja el supuesto de Jones de que los ingresos por ventas son no-discrecionales. 2. Análisis multivariante Debido a que los modelos basados en devengos pueden presentar errores en la estimación de la cifra de devengos discrecionales, se realizó un análisis multivariante siguiendo la metodología de Guenther (1994) y de Young (1999), con algunas modificaciones en función de los datos disponibles y las características del estudio. El test empírico de Guenther (1994) toma la forma de una regresión múltiple, con el error de predicción estandarizado como variable dependiente en la ecuación (4). En las variables independientes: SIZEip es el tamaño de la firma, y es una variable dicotómica donde SIZE=1 si los ingresos por ventas del año están en el cuartil más alto y SIZE=0 en otro caso; DAip es el nivel de endeudamiento, calculado como el cuociente entre el valor libro de la deuda de largo plazo y el activo total; y MGTip es el porcentaje de acciones emitidas que posee el accionista mayoritario13.

ipip3ip2ip10ip MGTDASIZEV (4)

Como en Guenther (1994), 0 es el intercepto de la regresión y representa el “error de predicción estandarizado promedio”, después de controlar por el efecto del tamaño, del endeudamiento, y del porcentaje de propiedad del accionista mayoritario. Los signos esperados para los coeficientes son: 1 negativo, debido a la expectativa de que las grandes empresas (que pueden ser más sensibles a los costos políticos, según Watts & Zimmerman (1978)) estarán más dispuestas a reducir el beneficio contable a medida que disminuyen el beneficio imponible en respuesta al alza de la tasa de impuesto; 2 positivo, debido a que las firmas que están próximas a infringir los covenants de deuda pueden no estar dispuestas a reducir el beneficio contable para disminuir el pago de impuestos (Watts & Zimmerman, 1986); y 3 negativo, ya que las firmas con alta concentración de la propiedad estarían más dispuestas a modificar su beneficio contable para disminuir impuestos, debido a que ellas tendrían menores conflictos de intereses entre sus administradores y propietarios.

13 En el estudio de Guenther: SIZE=1 si los ingresos por ventas en 1986 están en el cuartil más alto, y SIZE=0 en otro caso; y MGT es el porcentaje de acciones emitidas que es propiedad de los gerentes y directores de la firma.

10

Por otra parte, Young (1999) identifica cuatro fuentes de devengos no-discrecionales: el desempeño del flujo de efectivo , la tasa de crecimiento, la intensidad en el uso del activo fijo, y la vida útil promedio del activo fijo. Estos cuatro proxies del componente no-discrecional del devengo total son utilizados por Young (1999) para corregir las estimaciones de la cifra de devengo discrecional. A lo anterior se añaden cuatro factores que pueden estar correlacionados con la elección de manipulación contable, y que actúan como variables de control de la cifra de devengo discrecional. De esta manera, Young (1999) sugiere el siguiente modelo empírico:

itit200210it2001987

it6it5it4it3it2it10it

DDSmoothSize

OwnLevLifeIntGrowCFOu

(5)

donde: uit es el devengo discrecional estimado usando los modelos de Jones, de Jones modificado, y de Kasznik; CFOit es el flujo de efectivo operacional, medido como el beneficio operacional menos el devengo total; Growit es el crecimiento de la firma, medido como el cambio en los ingresos por ventas, escalado por el ingreso por ventas del período anterior; Inti es la intensidad en el uso del activo fijo, medida como el activo fijo neto divido por el valor libro del patrimonio; Lifeit es la vida útil promedio del activo fijo, medida como el valor bruto del activo fijo dividido por el gasto de depreciación; Levit es el nivel de endeudamiento, calculado como el cuociente entre la deuda de largo plazo y el patrimonio; Ownit es el porcentaje de acciones emitidas que posee el accionista mayoritario; Size es el logaritmo natural del ingreso por ventas de comienzos del período; y Smooth es una variable dicotómica, donde Smooth=1 si el beneficio no-discrecional de la firma i en el período t es mayor que la mediana del beneficio reportado para la industria en el período t-1, y Smooth=0 en otro caso14. A lo anterior se añadieron dos variables dummy: D2001it, para medir el impacto de la aprobación de la nueva ley de impuestos; y D2002it, para cuantificar el efecto del primer aumento de la tasa de impuesto. Para las variables de ajuste se espera que 1 y 3 sean negativos, y que 2 y 4 sean positivos. Para las variables de control, 5, 6 y 7 pueden ser positivos o negativos; mientras que 8 sería negativo, ya que se espera que los administradores usen su discrecionalidad contable para reducir la volatilidad de los beneficios reportados (Ronen & Sadan, 1981). Además, se espera que 9 sea positivo, ante la expectativa que las firmas manipulen al alza el beneficio contable para pagar más impuestos en el año 2001, dada la menor tasa; y que 10 sea negativo, reflejando la manipulación a la baja del beneficio contable para disminuir impuestos, de acuerdo con H1. 3. Datos y muestra Se utilizaron datos de los reportes financieros15 individuales, anuales y auditados, correspondientes al período 2000-2005. Cabe señalar que los reportes financieros tienen un formato estándar, conocido como Ficha Estadística Codificada Uniforme (FECU), el cual es establecido por la Superintendencia de Valores y Seguros (SVS) de Chile, que es la entidad reguladora del mercado bursátil. Además, los reportes han sido auditados por una firma de auditoría externa, antes de ser presentados a la SVS. En consecuencia, se espera que los informes financieros sean válidos y confiables. Los datos fueron recopilados manualmente desde el sitio web de la SVS de Chile.

14 En el estudio de Young: Int es medida como el activo fijo neto divido por la capitalización de mercado; y Own es la participación accionaria de los directores, como una proporción del patrimonio total emitido. 15 Balance General, Estado de Pérdidas y Ganancias, y Estado de Flujo de Efectivo.

11

Para constituir la muestra de estudio, se estableció que las firmas debían cumplir con dos requisitos básicos. Primero, estar organizadas como sociedades anónimas. Esto garantiza que los reportes financieros estén en formato FECU (permitiendo que sean comparables en el tiempo, y entre empresas e industrias) y que los reportes sean públicos, de libre acceso y auditados. Al respecto, en el año 2008 había 321 firmas no-financieras registradas (vigentes) en la SVS. Estas empresas fueron clasificadas por industrias16 y se escogió la de mayor tamaño: la industria de manufactura, con un total de 65 firmas17. Segundo, las empresas de la muestra debían tener reportes financieros anuales para el período 2000-2005. El resultado fue una muestra de 63 firmas manufactureras.

V. Resultados 1. Estadísticos descriptivos El Cuadro 3 contiene los principales estadísticos descriptivos de las variables incluidas en los modelos de Jones, Jones modificado, y Kasznik. Los estadísticos se presentan para los años 2002, 2003 y 2004, en los cuales se produce el alza gradual de la tasa de impuesto; y también para los años previo (2001) y posterior (2005) al alza. Se analizó la muestra para identificar aquellas firmas que podrían haber manipulado para evitar pérdidas o disminuciones en el beneficio contable. Se espera que el alza de la tasa de impuesto actúe como un incentivo temporal para que las empresas manipulen a la baja el beneficio imponible, con el objetivo de pagar menos impuestos; pero las firmas también podrían tener incentivos permanentes para evitar reportar pérdidas o disminuciones en el beneficio contable, aun cuando ello pueda implicar pagar más impuestos. En estos últimos dos casos, se espera que las empresas manipulen a la baja el beneficio imponible sólo si ello no implica disminuir el beneficio contable; de lo contrario, las firmas manipularán al alza –especialmente si están preocupadas por la respuesta de los shareholders ante los reportes de pérdidas o disminuciones en el beneficio contable– y podrían actuar en contra de lo planteado en H1, pagando más impuestos. Por otra parte, las grandes compañías pueden ser objeto del escrutinio político. En este sentido, las grandes empresas tienen incentivos para evitar disminuir el beneficio imponible y la tasa de impuesto efectiva18, ya que una reducción de esta última puede influir en los legisladores para cambiar la política de impuestos de manera que las firmas paguen tasas más altas en el futuro. En este caso, se espera que las grandes compañías manipulen a la baja el beneficio imponible sólo si el beneficio marginal del siguiente peso de ahorro de impuestos es mayor o igual al costo político marginal de disminuir la tasa de impuesto efectiva. Por el contrario, a medida que se incrementa el costo político marginal de tener bajas tasas de impuesto efectivas, las firmas podrían estar dispuestas a gastar en impuestos hoy para evitar el escrutinio de los organismos legisladores y/o reguladores.

16 La clasificación industrial corresponde al North American Industry Classification System (NAICS) del año 2007, utilizando un código de 2 dígitos. 17 La industria de manufactura representa el 20% de las firmas no-financieras inscritas en la SVS. La industria de utilities tiene el segundo mayor tamaño (46 firmas); bienes raíces, renta y leasing tiene el tercer mayor tamaño (39); y transporte y almacenamiento tiene el cuarto mayor tamaño (38). 18 Definida como el cuociente entre el gasto por impuesto del período y el beneficio contable antes de impuestos.

12

Cuadro 3: Estadísticos Descriptivos de las Variables del Modelo de Jones, del Modelo de Jones

Modificado y del Modelo de Kasznik Para cada año del período de análisis se presenta el número de observaciones (n), la media, la desviación estándar (), el valor mínimo, el primer cuartil (Q1), la mediana, el tercer cuartil (Q3), y el valor máximo. Los estadísticos fueron calculados para la variable independiente (TAt) y para cada una de las variables explicativas que utiliza el modelo de Jones (REVt y PPEt), el modelo de Jones modificado (REVt - RECt; y PPEt), y el modelo de Kasznik (REVt - RECt; PPEt; y CFOt). Todas las variables fueron escaladas por la cifra de activo total correspondiente al período anterior (At-1).

PANEL A: Año 2001Variable n Media Mínimo Q1 Mediana Q3 Máximo

TAt/At-1 61 -0,0256 0,0582 -0,2443 -0,0460 -0,0213 0,0008 0,0986REVt/At-1 61 0,0536 0,0933 -0,0969 0,0000 0,0129 0,0937 0,4155PPEt/At-1 61 0,4582 0,3864 0,0000 0,0758 0,4502 0,7474 1,6574

(REVt-RECt)/At-1 61 0,0259 0,1193 -0,5197 -0,0188 0,0127 0,0804 0,3437CFOt/At-1 61 0,0224 0,0745 -0,1065 -0,0179 0,0150 0,0488 0,2842

PANEL B: Año 2002Variable n Media Mínimo Q1 Mediana Q3 Máximo



PANEL C: Año 2003Variable n Media Mínimo Q1 Mediana Q3 Máximo

TAt/At-1 63 -0,0117 0,0624 -0,2074 -0,0395 -0,0124 0,0204 0,1673REVt/At-1 63 0,0202 0,0821 -0,1686 -0,0062 0,0064 0,0318 0,4262PPEt/At-1 63 0,4658 0,3988 0,0000 0,0736 0,3714 0,7781 1,3280

(REVt-RECt)/At-1 63 0,0214 0,0892 -0,3972 -0,0116 0,0140 0,0565 0,3508CFOt/At-1 63 -0,0301 0,0696 -0,2712 -0,0620 -0,0211 0,0056 0,1997

PANEL D: Año 2004Variable n Media Mínimo Q1 Mediana Q3 Máximo



PANEL E: Año 2005Variable n Media Mínimo Q1 Mediana Q3 Máximo

TAt/At-1 63 -0,0225 0,0780 -0,3401 -0,0538 -0,0207 0,0029 0,1754REVt/At-1 63 0,0319 0,1765 -0,4106 -0,0008 0,0052 0,0385 1,0886PPEt/At-1 63 0,4860 0,4260 0,0000 0,0926 0,3792 0,8023 1,3876

(REVt-RECt)/At-1 63 0,0325 0,1602 -0,3329 -0,0158 0,0073 0,0529 1,0180CFOt/At-1 63 -0,0009 0,0839 -0,2660 -0,0299 0,0002 0,0314 0,3155

En consecuencia, se identificaron las firmas que podrían haber manipulado al alza para evitar reportar pérdidas o disminuciones en el beneficio contable, usando para ello la metodología de Burgstahler & Dichev (1997); y se controló por el tamaño de las compañías, resultados que se presentan más abajo en el análisis multivariante. Así, se analizó la distribución de frecuencias del beneficio contable neto y del cambio en el beneficio contable neto (ambas cifras escaladas por el activo total de comienzos del año) de una muestra de 319 empresas de distintas industrias no financieras, pero que cumplen con los demás criterios establecidos para la muestra de manufactura original. El Cuadro 4 muestra el test-t para todos los años y para los tres intervalos analizados19; mientras que las Figuras 1-3) muestran los histogramas para el beneficio contable neto escalado de los años 2002, 2003 y 2004, para el intervalo 0 0,03.

19 Para el beneficio neto escalado, los tres intervalos son: (0 – 0,01); (0 – 0,02); (0 – 0,03). Para el cambio en el beneficio neto escalado, los tres intervalos son: (0 – 0,005); (0 – 0,01); (0 – 0,015).

13

Figura 1: Distribución de Frecuencias del Beneficio Contable Neto Escalado, Año 2002

Distribución de frecuencias del beneficio contable neto escalado, año 2002, para una muestra de 319 firmas no-financieras, con intervalos desde (0 0,03). La línea vertical segmentada indica el punto cero.

11

1 1 0 3 6 715

36

89

59

34

2317

6 3 3 5

0

10

20

30

40

50

60

70

80

90

100

men

os y (0

,24)

(0,24

)-(0,21)

(0,21

)-(0,18)

(0,18

)-(0,15)

(0,15

)-(0,12)

(0,12

)-(0,09)

(0,09

)-(0,06)

(0,06

)-(0,03)

(0,03

)-0

0-0,03

0,03-0,0

6

0,06-0,0

9

0,09-0,1

2

0,12-0,1

5

0,15-0,1

8

0,18-0,2

1

0,21-0,2

4

0,24 y

más

Scaled Earnings

N°

de F

irm

as

11

1 1 0 3 6 715

36

89

59

34

2317

6 3 3 5

0

10

20

30

40

50

60

70

80

90

100

men

os y (0

,24)

(0,24

)-(0,21)

(0,21

)-(0,18)

(0,18

)-(0,15)

(0,15

)-(0,12)

(0,12

)-(0,09)

(0,09

)-(0,06)

(0,06

)-(0,03)

(0,03

)-0

0-0,03

0,03-0,0

6

0,06-0,0

9

0,09-0,1

2

0,12-0,1

5

0,15-0,1

8

0,18-0,2

1

0,21-0,2

4

0,24 y

más

Scaled Earnings

N°

de F

irm

as

Figura 2: Distribución de Frecuencias del Beneficio Contable Neto Escalado, Año 2003 Distribución de frecuencias del beneficio contable neto escalado, año 2003, para una muestra de 319 firmas no-financieras, con intervalos desde (0 0,03). La línea vertical segmentada indica el punto cero.

92 0 2 2 5 6

12

36

76

60

44

31

19

63 0

6

0

10

20

30

40

50

60

70

80

men

os y (0

,24)

(0,24

)-(0,21)

(0,21

)-(0,18)

(0,18

)-(0,15)

(0,15

)-(0,12)

(0,12

)-(0,09)

(0,09

)-(0,06)

(0,06

)-(0,03)

(0,03

)-0

0-0,03

0,03-0,0

6

0,06-0,0

9

0,09-0,1

2

0,12-0,1

5

0,15-0,1

8

0,18-0,2

1

0,21-0,2

4

0,24 y

más

Scaled Earnings

N°

de F

irm

as

92 0 2 2 5 6

12

36

76

60

44

31

19

63 0

6

0

10

20

30

40

50

60

70

80

men

os y (0

,24)

(0,24

)-(0,21)

(0,21

)-(0,18)

(0,18

)-(0,15)

(0,15

)-(0,12)

(0,12

)-(0,09)

(0,09

)-(0,06)

(0,06

)-(0,03)

(0,03

)-0

0-0,03

0,03-0,0

6

0,06-0,0

9

0,09-0,1

2

0,12-0,1

5

0,15-0,1

8

0,18-0,2

1

0,21-0,2

4

0,24 y

más

Scaled Earnings

N°

de F

irm

as

Figura 3: Distribución de Frecuencias del Beneficio Contable Neto Escalado, Año 2004 Distribución de frecuencias del beneficio contable neto escalado, año 2004, para una muestra de 318 firmas no-financieras, con intervalos desde (0 0,03). La línea vertical segmentada indica el punto cero.

9

1 04 5 4 3

9

31

63

49 48

38

19

11 9

2

13

0

10

20

30

40

50

60

70

menos

y (0

,24)

(0,24

)-(0,2

1)

(0,21

)-(0,1

8)

(0,18

)-(0,1

5)

(0,15

)-(0,1

2)

(0,12

)-(0,0

9)

(0,09

)-(0,0

6)

(0,06

)-(0,0

3)

(0,03

)-0

0-0,0

3

0,03-

0,06

0,06-

0,09

0,09-

0,12

0,12-

0,15

0,15-

0,18

0,18-

0,21

0,21-

0,24

0,24

y más

Scaled Earnings

N°

de F

irm

as

9

1 04 5 4 3

9

31

63

49 48

38

19

11 9

2

13

0

10

20

30

40

50

60

70

menos

y (0

,24)

(0,24

)-(0,2

1)

(0,21

)-(0,1

8)

(0,18

)-(0,1

5)

(0,15

)-(0,1

2)

(0,12

)-(0,0

9)

(0,09

)-(0,0

6)

(0,06

)-(0,0

3)

(0,03

)-0

0-0,0

3

0,03-

0,06

0,06-

0,09

0,09-

0,12

0,12-

0,15

0,15-

0,18

0,18-

0,21

0,21-

0,24

0,24

y más

Scaled Earnings

N°

de F

irm

as

14

Los resultados del análisis del cambio en el beneficio neto (Cuadro 4, Panel A) son significativos en todos los años para el intervalo situado inmediatamente a la derecha de cero, e indican que hay más empresas con crecimiento positivo que las que debería haber –de acuerdo a una distribución normal–, lo que evidencia manipulación para evitar reportar una disminución en el beneficio contable neto o un elevado crecimiento de este último. Los resultados para el intervalo situado a la izquierda de cero, en general, son no significativos. Por otra parte, los resultados del análisis del beneficio neto (Cuadro 4, Panel B) son significativos en todos los años para el intervalo situado inmediatamente a la derecha de cero, e indican que hay más firmas con beneficios levemente positivos que las que debería haber, aportando evidencia de manipulación para evitar reportar pérdidas netas o para evitar reportar grandes beneficios netos. Además, los resultados son significativos en el año 2002 para el intervalo situado seguidamente a la izquierda de cero, e indican que hay menos empresas con beneficios levemente negativos que las que debería haber, reforzando la evidencia de manipulación para evitar reportar pérdidas contables (en los otros años los resultados son significativos en los intervalos I y/o II). Lo anterior supone una manipulación al alza del beneficio neto que, si va acompañada de un alza en el beneficio imponible, contradiría lo planteado en H1.

Cuadro 4: Distribución de las Observaciones de los Intervalos Adyacentes al Beneficio Neto Igual a Cero y al Crecimiento del Beneficio Neto Igual a Cero

(*): Significativo a un nivel de confianza del 5%; (**): Significativo a un nivel de confianza del 10%. Panel A: Cambio en el Beneficio Neto Panel B: Beneficio Neto

Izquierda de 0 Derecha de 0 Izquierda de 0 Derecha de 0

2002 Intervalo I (0,005) E < 0 0 E < 0,005 Intervalo I (0,01) E < 0 0 E < 0,01

n=319 Test-t -0,60 3,15* Test-t -1,64** 3,35*Intervalo II (0,01) E < 0 0 E < 0,01 Intervalo II (0,02) E < 0 0 E < 0,02

Test-t -0,44 3,25* Test-t -2,25* 3,27*Intervalo III (0,015) E < 0 0 E < 0,015 Intervalo III (0,03) E < 0 0 E < 0,03Test-t -1,55 4,52* Test-t -2,28* 4,62*


n=319 Test-t 0,16 2,59* Test-t -1,04 2,13*Intervalo II (0,01) E < 0 0 E < 0,01 Intervalo II (0,02) E < 0 0 E < 0,02

Test-t -0,21 2,90* Test-t -2,11* 3,29*Intervalo III (0,015) E < 0 0 E < 0,015 Intervalo III (0,03) E < 0 0 E < 0,03Test-t 1,07 2,90* Test-t -1,16 3,24*


n=318 Test-t -1,61 1,84** Test-t -1,92** 2,94*Intervalo II (0,01) E < 0 0 E < 0,01 Intervalo II (0,02) E < 0 0 E < 0,02

Test-t -0,22 2,74* Test-t -0,84 2,99*Intervalo III (0,015) E < 0 0 E < 0,015 Intervalo III (0,03) E < 0 0 E < 0,03Test-t -0,20 3,12* Test-t -0,77 2,84*


n=318 Test-t -1,51 2,07* Test-t -2,75* 3,24*Intervalo II (0,01) E < 0 0 E < 0,01 Intervalo II (0,02) E < 0 0 E < 0,02

Test-t -1,91** 5,34* Test-t -2,59* 4,09*Intervalo III (0,015) E < 0 0 E < 0,015 Intervalo III (0,03) E < 0 0 E < 0,03Test-t -1,23 6,09* Test-t -1,52 3,35*

En consecuencia, si existe manipulación contable en el período 2002-2004, es posible que el motivo no sea pagar menos impuestos, sino que evitar reportar pérdidas. Para tratar este problema, se identificaron las firmas de manufactura que estuvieron presentes, al menos en un año, en el grupo de empresas “sospechosas” de manipular para evitar reportar pérdidas. Estas firmas suman un total de 2620. Luego, la muestra de 63 compañías de manufactura se dividió en dos grupos: las “sospechosas” de manipular para evitar reportar pérdidas (26); y las “no sospechosas” (37). Se espera que el primer grupo manipule para evitar reportar pérdidas, aunque ello pueda significar pagar más impuestos (H3); y que el segundo grupo manipule para pagar

20 Estas 26 firmas pertenecen a la muestra de 319 empresas no-financieras, y también a la muestra de 63 firmas manufactureras.

15

menos impuestos (H1). Los devengos discrecionales estimados para cada grupo se muestran en el apartado 3 de esta sección. 2. Resultados de los modelos de estimación En esta sección se presentan los resultados del modelo de Jones, del modelo de Jones modificado, y del modelo de Kasznik. Se analiza el signo y la significancia estadística de los coeficientes estimados (, , y ), junto con la capacidad de los modelos para explicar la cifra de devengo total (R2 Ajustado). El Cuadro 5 presenta los resultados de los modelos. En el modelo de Jones, es positivo y significativo en los años 2002, 2003, 2004 (en los cuales aumenta la tasa de impuesto) y también en el 2005. Así, indica que, durante esos años, una variación positiva en los ingresos de explotación causó una variación positiva en alguna de las cuentas del capital de trabajo, es decir, en el componente de devengo de corto plazo. 2 es negativo y significativo en todos los años, según lo esperado, ya que la “propiedad, planta y equipo” está relacionada a un devengo (el gasto por depreciación) que disminuye el beneficio. Con respecto a la capacidad explicativa del modelo de Jones, el R2 Ajustado alcanza sus niveles más altos en dos de los tres años en que se produce el alza gradual de la tasa de impuesto: 22% en el año 2002 y un 30% en el 200421.

Cuadro 5: Estimaciones de los Modelos de Jones, Jones Modificado, y Kasznik Se usaron series de corte transversal de firmas de la industria de manufactura. La muestra (n) es de 61 empresas en el año 2001; y de 63 compañías en los años 2002, 2003, 2004 y 2005. El Panel A muestra las estimaciones del modelo de Jones, las cuales coinciden (en esta etapa) con el modelo de Jones modificado. El Panel B muestra las estimaciones del modelo de Kasznik. Entre paréntesis se muestran los test-t. (*): Significativo al nivel de confianza de 5%; (**): Significativo al nivel de confianza de 10%. También se presenta el R2 Ajustado y el estadístico F, que miden la capacidad explicativa y la significancia estadística de los modelos, respectivamente.

Panel A: Modelo de Jones; TAit = 0 + 1(REVt/At-1) + 2(RECt/At-1) + t

Signo n=61 n=63 n=63 n=63 n=63

Variable Coeficiente Esperado 2001 2002 2003 2004 2005

Constante 0/At-1 0,0006 -0,0089 0,0057 -0,0010 -0,0089(0,05) (-0,90) (0,50) (-0,08) (-0,62)

REVt/At-1 1 ? -0,0601 0,2215 0,2099 0,0780 0,1312(-0,75) (2,35)* (2,30)* (5,11)* (2,45)*

PPEt/At-1 2 - -0,0500 -0,0671 -0,0464 -0,0520 -0,0365

(-2,58)* (-4,15)* (-2,47)* (-2,93)* (-1,64)**R2 Ajustado 0,11 0,22 0,12 0,30 0,09

F 4,72* 9,92* 5,11* 14,55* 4,16*Panel B: Modelo de Kasznik; TAit = 0 + 1(REVt/At-1) + 2(RECt/At-1) + 3(RECt/At-1) + t

Signo n=61 n=63 n=63 n=63 n=63Variable Coeficiente Esperado 2001 2002 2003 2004 2005

Constante 0/At-1 0,0015 -0,0020 0,0001 0,0050 -0,0006(0,14) (-0,22) (0,01) (0,52) (-0,05)

REVt/At-1 1 ? -0,0088 0,1463 0,1308 0,0765 0,1633

(-0,11) (1,69)** (1,93)** (6,12)* (3,84)*

PPEt/At-1 2 - -0,0477 -0,0629 -0,0695 -0,0465 -0,0568(-2,54)* (-4,32)* (-4,93)* (-3,20)* (-3,19)*

CFOt/At-1 3 - -0,2114 -0,3785 -0,5963 -0,4353 -0,5562(-2,17)* (-3,96)* (-7,31)* (-5,53)* (-6,12)*

R2 Ajustado 0,16 0,38 0,53 0,53 0,44F 4,91* 13,47* 24,21* 24,67* 16,95*

Los resultados del modelo de Jones modificado son, en esta etapa, similares a los resultados del modelo de Jones. Las diferencias entre ambos modelos se producen en la etapa de estimación del devengo discrecional, ya que en ella se sustituye –en el

21 El R2 es 0,25 en el año 2002 y 0,33 en el 2004. En Jones (1991), la media (mediana) del R2 es 0,23 (0,25).

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modelo de Jones modificado– REVt/At-1 por la variable (REVt - RECt)/At-1. De esta manera se ajustan los ingresos por ventas por el cambio en las cuentas por cobrar,

sumiendo que las ventas a crédito son discrecionales.

que éste presenta un mejor ajuste ue los modelos de Jones y de Jones modificado.

. Estimación de la cifra de devengo discrecional

muestra e firmas “sospechosas” de manipular para evitar reportar pérdidas (Panel C).

reportar pérdidas. Los sultados se muestran en los Paneles B y C, respectivamente.

do 2002-2004 la ediana fue negativa); y en el 2005 la mediana volvió a ser negativa.

a En el modelo de Kasznik es positivo y significativo en los años 2002, 2003, 2004 y 2005; 2 y 3 son negativos (según lo esperado) y significativos en todos los años. Se observa que el modelo de Kasznik explica una porción significativa de la variación de los devengos totales: el R2 Ajustado es 38% en el año 2002, y 53% en los años 2003 y 2004, respectivamente22. En consecuencia, se utilizará el modelo de Kasznik para estimar el componente de devengo discrecional, yaq 3 Después de modelar la parte no discrecional de los ajustes por devengo por medio del modelo de Kasznik, se estimó la parte discrecional a partir de la diferencia entre el valor real y el valor estimado de TAit

23. De esta manera, el devengo discrecional corresponde al residuo del modelo de estimación (uit), el cual constituye un proxy de la magnitud de la manipulación incorporada al resultado contable de la compañía. El Cuadro 6 presenta los estadísticos descriptivos de uit para la muestra total de firmas de manufactura (Panel A), para la muestra de empresas “no sospechosas” de manipular para evitar reportar pérdidas (Panel B), y para la d El Panel A muestra que, en el período 2002-2004, en el cual se materializa el aumento de la tasa de impuesto, la mediana del devengo discrecional fue negativa, presentando evidencia de manipulación a la baja, de acuerdo con H1. En el año 2001 la mediana del devengo discrecional fue positiva; en el año 2002 la mediana también fue positiva, contrario a lo señalado en H1 y H2; en los años 2003 y 2004 la mediana del devengo discrecional fue negativa, de acuerdo con H1, y también en el 2005. El resultado en contrario del año 2002 podría explicarse por la presencia de empresas que manipulan al alza para evitar reportar pérdidas, aun cuando ello pueda implicar pagar más impuestos. En consecuencia, se dividió la muestra en dos grupos: firmas “no sospechosas” y firmas “sospechosas” de manipular para evitar re En el Panel B de empresas “no sospechosas”, que actuarían incentivadas por el alza de la tasa de impuesto, la mediana del devengo discrecional es negativa en el período 2002-2004, evidenciando una manipulación a la baja del beneficio contable, de acuerdo con H1. En el año 2001 la mediana fue negativa; en el año 2002 la mediana también fue negativa, de acuerdo con H1 y H2; en el año 2003 la mediana nuevamente fue negativa, de acuerdo con H1; en el 2004 la mediana del devengo discrecional fue positiva, en contra de lo señalado en H1, posiblemente debido a la reversión de los devengos de años anteriores (no obstante, en el períom

22 En Kasznik (1999), la media (mediana) del R2 Ajustado es 0,47 (0,46). 23 Cabe recordar que el modelo de Jones, el modelo de Jones modificado, y el modelo de Kasznik modelan el componente no discrecional de la cifra de devengo total. Así, los modelos entregan una estimación de la cifra de devengo no discrecional que normalmente utiliza una compañía al registrar contablemente sus operaciones. Luego, el devengo discrecional es la diferencia entre el devengo total observado y el devengo no discrecional estimado, y puede ser positivo o negativo, dependiendo de la dirección de la manipulación contable. La manipulación es a la baja (alza) si la diferencia es positiva (negativa), ya que el devengo total observado sería menor (mayor) que el devengo no discrecional, señalando así la existencia de devengos discrecionales negativos (positivos) dentro del devengo total, que tendrían por objetivo reducir (aumentar) el beneficio contable del período. Por ello, si el residuo del modelo se calcula como la diferencia entre el valor estimado y el valor real de la cifra de devengo, dicha diferencia debe multiplicarse por -1 para interpretarla correctamente.

17

Cuadro 6: Estadísticos Descriptivos de los Devengos Discrecionales Estimados

Se presenta el número de observaciones (n), el valor mínimo, el primer cuartil (Q1), la mediana, el tercer cuartil (Q3), el valor máximo, y la desviación estándar () del devengo discrecional estimado (uit) por el modelo de Kasznik: TAit = 0 + 1(REVt/At-1) + 2(RECt/At-1) + 3(RECt/At-1) + t. Se muestran los estadísticos descriptivos de uit para cada año y para el período 2002-2004; para la muestra total de firmas de manufactura (Panel A); para la muestra de empresas “no sospechosas” de manipular para evitar reportar pérdidas (Panel B); y para la muestra de firmas “sospechosas” de manipular para evitar reportar pérdidas (Panel C).

Panel A: Muestra total. Estadísticos descriptivos de u

Año n Mínimo Q1 Mediana Q3 Máximo 2001 61 -0,1648 -0,0181 0,0022 0,0195 0,1388 0,05182002 63 -0,1601 -0,0224 0,0027 0,0226 0,0787 0,04622003 63 -0,1326 -0,0186 -0,0005 0,0243 0,1423 0,04442004 63 -0,1539 -0,0272 -0,0009 0,0292 0,1275 0,05022005 63 -0,2409 -0,0261 -0,0049 0,0184 0,1423 0,0574

2002-2004 189 -0,1601 -0,0245 -0,0004 0,0269 0,1423 0,0468Panel B: Muestra de firmas "no sospechosas". Estadísticos descriptivos de u

Año n Mínimo Q1 Mediana Q3 Máximo 2001 37 -0,1648 -0,0236 -0,0082 0,0283 0,0990 0,05102002 37 -0,1247 -0,0307 -0,0071 0,0161 0,0743 0,04322003 37 -0,1065 -0,0310 -0,0036 0,0150 0,1423 0,04582004 37 -0,0837 -0,0327 0,0013 0,0280 0,1041 0,04352005 37 -0,0542 -0,0273 -0,0145 0,0142 0,1326 0,0486

2002-2004 111 -0,1247 -0,0320 -0,0036 0,0205 0,1423 0,0439Panel C: Muestra de firmas "sospechosas". Estadísticos descriptivos de u

Año n Mínimo Q1 Mediana Q3 Máximo 2001 24 -0,1623 -0,0050 0,0042 0,0172 0,1388 0,05402002 26 -0,1601 -0,0144 0,0170 0,0371 0,0787 0,04982003 26 -0,1326 -0,0083 0,0029 0,0287 0,0855 0,04222004 26 -0,1539 -0,0182 -0,0012 0,0341 0,1275 0,05932005 26 -0,2409 -0,0198 0,0049 0,0241 0,1423 0,0690

2002-2004 78 -0,1601 -0,0136 0,0061 0,0357 0,1275 0,0502 En el Panel C de empresas “sospechosas”, que manipularían para evitar reportar pérdidas, la mediana del devengo discrecional es positiva en el período 2002-2004, evidenciando una manipulación al alza del beneficio contable, de acuerdo con H3. En los años 2001, 2002 y 2003 la mediana fue positiva, según lo esperado; en el año

004 la mediana fue negativa, posiblemente debido a la reversión de los devengos de 2años anteriores; y en el año 2005 la mediana nuevamente fue positiva. El Cuadro 7 muestra el número de firmas con devengos discrecionales negativos (u-) y positivos (u+); las medias de los devengos discrecionales negativos (en valor absoluto) y positivos, y la media de todos los devengos discrecionales (en valor absoluto), con sus respectivos test-t; y la suma de todos los devengos discrecionales (en valor absoluto). El Panel A muestra que las medias (Media u-; Media u+; y Media[abs(u)]) son estadísticamente distintas de cero, lo que constituye evidencia de manipulación contable. En el Panel B de empresas “no sospechosas”, el número de firmas que manipuló a la baja (59) es mayor que el número de firmas que manipuló al alza (52) en el período 2002-2004; y la media de los devengos discrecionales negativos (0,0356) es mayor que la media de los devengos discrecionales positivos (0,0315), en valor absoluto. Lo anterior sugiere que, en este grupo, prevalece la manipulación a la baja el beneficio contable, con el objetivo de pagar menos impuestos, lo que es consistente con H1. Además, en el año 2002 se produce la mayor diferencia entre Media u- (0,0373) y Media u+ (0,0277), lo que podría indicar que la manipulación a la baja se concentraría en ese año, de acuerdo con H2. Por otra parte, Media u+ es mayor que Media u- (en valor absoluto) en los años 2001 y 2005: en el primer caso, la mayor manipulación al alza podría explicarse por el intento de las firmas de adelantar ingresos hacia el 2001 y retrasar costos y gastos hacia el año siguiente, para pagar más impuestos en el año 2001 (donde la tasa era de 15%) y menos impuestos en el año 2002 (donde la tasa era de 16%); el segundo caso podría ser el resultado de la

18

reversión de los devengos discrecionales negativos de los años previos. En el Panel C de empresas “sospechosas”, el número de firmas que manipuló al alza (42) es mayor que el número de firmas que manipuló a la baja (36) en el período 2002-2004; y la media de los devengos discrecionales positivos (0,0397) es mayor que la media de los devengos discrecionales negativos (0,0325), en valor absoluto. Lo anterior indica que,

n este grupo, prevaleció manipular al alza el beneficio contable, aún cuando ello po

l A); para la muestra de empresas “no sospechosas” de manipular para evitar reportar pérdidas (Panel B); y para la muestra de firmas “sospechosas” de manipular para evitar reportar pérdidas (Panel C).

edría significar pagar más impuestos, de acuerdo con H3.

Cuadro 7: Estadísticos Descriptivos de los Devengos Discrecionales Positivos y Negativos Estimados

En el cuadro: n es el número de firmas en cada período; u+ es el número de firmas a las cuales se estimó un devengo discrecional positivo; u- es el número de firmas a las cuales se estimó un devengo discrecional negativo; Media u+ es la media de los devengos positivos; Media u- es la media del valor absoluto de los devengos negativos; Media [abs(u)] es la media de todos los devengos discrecionales estimados, considerados en valor absoluto; y Suma [abs(u)] es la suma de todos los devengos discrecionales estimados para el período, considerados en valor absoluto. Entre paréntesis se muestran los test-t para la hipótesis nula “la media de los devengos discrecionales es igual a cero”. (*): Significativo al nivel de confianza de 5%. Se presentan las estimaciones del modelo de Kasznik para la muestra total de firmas de manufactura (Pane

Panel A: Muestra total. Estadísticos descriptivos de u

Año n u- u+ Media u- Media u+ Media[abs(u)] Suma[abs(u)]2001 61 29 32 0,0369 (3,84)* 0,0330 (3,60)* 0,0349 (5,25)* 2,12632002 63 30 33 0,0381 (4,51)* 0,0318 (3,96)* 0,0348 (5,98)* 2,19122003 63 33 30 0,0299 (3,87)* 0,0325 (4,02)* 0,0311 (5,57)* 1,96152004 63 32 31 0,0357 (4,02)* 0,0412 (4,56)* 0,0384 (6,06)* 2,41752005 63 35 28 0,0349 (3,60)* 0,0434 (4,00)* 0,0387 (5,35)* 2,4361

2002-2004 189 95 94 0,0344 (7,17)* 0,0351 (7,28)* 0,0348 (10,22)* 6,5702Panel B: Muestra de firmas "no sospechosas". Estadísticos descriptivos de u

Año n u- u+ Media u- Media u+ Media[abs(u)] Suma [abs(u)]2001 37 20 17 0,0373 (3,28)* 0,0376 (3,04)* 0,0375 (4,47)* 1,38652002 37 20 17 0,0373 (3,86)* 0,0277 (2,64)* 0,0329 (4,63)* 1,21592003 37 21 16 0,0328 (3,28)* 0,0320 (2,79)* 0,0325 (4,31)* 1,20102004 37 18 19 0,0368 (3,59)* 0,0344 (3,45)* 0,0356 (4,98)* 1,31632005 37 23 14 0,0275 (2,72)* 0,0495 (3,81)* 0,0358 (4,49)* 1,3258

2002-2004 111 59 52 0,0356 (6,22)* 0,0315 (5,17)* 0,0336 (8,08)* 3,7333Panel C: Muestra de firmas "sospechosas". Estadísticos descriptivos de u

Año n u- u+ Media u- Media u+ Media[abs(u)] Suma[abs(u)]2001 24 9 15 0,0360 (2,00)* 0,0277 (1,99)* 0,0308 (2,80)* 0,73982002 26 10 16 0,0396 (2,51)* 0,0362 (2,91)* 0,0375 (3,84)* 0,97532003 26 12 14 0,0247 (2,03)* 0,0332 (2,94)* 0,0292 (3,54)* 0,76052004 26 14 12 0,0342 (2,16)* 0,0518 (3,03)* 0,0424 (3,64)* 1,10112005 26 12 14 0,0489 (2,46)* 0,0374 (2,03)* 0,0427 (3,16)* 1,1103

2002-2004 78 36 42 0,0325 (3,88)* 0,0397 (5,12)* 0,0364 (6,39)* 2,8369

.

eríodo 2001-004. Este último modelo incluyó el año 2001 para incorporar una variable dummy que

4 Análisis multivariante Se llevó a cabo un análisis multivariante siguiendo la metodología de Guenther (1994) y de Young (1999), con el objetivo de analizar y corregir las estimaciones de devengos discrecionales, ante la posibilidad de que éstas presenten errores de medición. El modelo de Guenther (1994) se aplicó sobre el período 2002-2004 (el período del evento) y el modelo de Young (1999) se estimó sobre el p2permita medir el impacto de la aprobación de la nueva ley de impuestos. El Cuadro 8 muestra los resultados del modelo de Guenther (1994). En la muestra de firmas “no sospechosas” se observa que 0 (el devengo discrecional estandarizado promedio, después de controlar por tamaño, endeudamiento, y propiedad del accionista mayoritario) es negativo y significativo, consistente con H1. El coeficiente 1 negativo, de acuerdo a lo esperado (que las grandes empresas estarían más dispuestas a reducir el beneficio contable a medida que disminuyen el beneficio

19

imponible para pagar menos impuestos), pero no significativo; 2 es positivo, según lo esperado (que las firmas que están próximas a infringir los covenants de deuda pueden no estar dispuestas a reducir el beneficio contable para disminuir el pago de impuestos) y significativo; y 3 es positivo, contrario a lo esperado, pero no significativo. En la muestra de firmas “sospechosas” se observa que 0 es positivo y significativo, consistente con H3. El coeficiente 1 negativo, de acuerdo a lo esperado, pero no significativo; 2 es positivo, según lo esperado, pero no significativo; y 3 es negativo y significativo, de acuerdo con el planteamiento de que las firmas con alta concentración de la propiedad estarían más dispuestas a modificar su beneficio ontable para disminuir impuestos, debido a que ellas tendrían menores conflictos de

interes

la cifra de devengo discrecional estimada por el modelo de Kasznik (1999). Entre paréntesis se muestran los test-t. (*): Significativo al nivel de confianza de 5%. (**): Significativo al nivel de confianza de 10%.

ces entre sus administradores y propietarios.

Cuadro 8: Análisis Multivariante. Modelo de Guenther (1994), Período 2002-2004

Se presentan las estimaciones del modelo de Guenther para la muestra total de firmas de manufactura, para la muestra de empresas “no sospechosas” de manipular para evitar reportar pérdidas, y para la muestra de firmas “sospechosas” de manipular para evitar reportar pérdidas. La variable dependiente es

Signo

Variable Coeficiente Esperado

Constante 0 0,0000 (0,00) -0,4130 (-1,75)** 0,6846 (1,85)**

SIZEip 1 - -0,3162 (-2,11)* -0,2861 (-1,40) -0,2009 (-0,75)

DAip 2 + 2,3652 (4,75)* 2,5663 (4,44)* 1,3849 (1,37)

MGTip 3 - -0,3272 (-1,17) 0,1479 (0,46) -1,3222 (-1,96)*

R2 Ajustado 0,12 0,15 0,10

F 9,37* 7,62* 3,89*

"No Sospechosas" "Sospechosas"Muestra Total

n=189 n=147 n=102

Se estimó el modelo (5), pero restringido para incluir sólo los proxies de devengos no-discrecionales. Los resultados no tabulados indican que los proxies de devengos no-discrecionales explican una proporción pequeña de la variación de los devengos discrecionales estimados para la muestra total (el R2 Ajustado es 0,13) y para la muestra de empresas “no sospechosas” (el R2 Ajustado es 0,12); pero explican un tercio de la variación de los devengos discrecionales estimados para la muestra de firmas “sospechosas” (el R2 Ajustado es 0,33), lo que es una proporción considerable. En este contexto, el tamaño del R2 Ajustado refleja la magnitud del error de medición, y los resultados sugieren que los devengos discrecionales estimados para la muestra de firmas “sospechosas” contienen el mayor error de medición (sobre el 30%). Para la muestra total y de firmas “no sospechosas”, el relativamente bajo poder explicativo del modelo (5) sugiere que el modelo de Kasznik (1999) controló de manera efectiva por devengos no-discrecionales, ya que aproximadamente el 12% de la variación en los

evengos discrecionales estimados es atribuible a un error de medición relacionado dcon devengos no-discrecionales. También se estimó el modelo (5), pero restringido para incluir sólo las variables de control, es decir, las variables de elección contable. Los resultados no tabulados para la muestra total indican que los coeficientes 5 (Lev), 6 (Own) y 8 (Smooth) son estadísticamente significativos: 5 es positivo, sugiriendo una relación positiva entre devengos discrecionales y endeudamiento, y dando a entender que las firmas que están próximas a infringir los covenants de deuda pueden no estar dispuestas a reducir el beneficio contable para disminuir el pago de impuestos sino que, por el contrario, es más probable que manipulen al alza dicho beneficio para aplazar y/o evitar los costos de transgredir los covenants de deuda (Watts & Zimmerman, 1986), aunque esto pueda implicar pagar más impuestos; 6 es negativo, sugiriendo que las firmas con alta concentración de la propiedad estarían, por una parte, menos dispuestas a manipular al alza el beneficio contable y, por otra, más dispuestas a manipular a la baja el beneficio contable para disminuir impuestos, debido a que en

20

ellas habría un mayor monitoreo y menores conflictos de intereses entre sus administradores y propietarios; y 8 es negativo, señalando que los administradores usan su discrecionalidad contable para reducir la volatilidad de los beneficios reportados, es decir, para alisar los beneficios. Para la muestra de firmas “no sospechosas” fueron significativos 5 (positivo) y 8 (negativo); y para la muestra de rmas “sospechosas” sólo fue significativo (negativo). No se encontró una

asociac

D2002it, para cuantificar el efecto del primer aumento de la tasa de impuesto. Entre paréntesis se muestran los test-t. (*): Significativo al nivel de confianza de 5%. (**): Significativo al nivel de confianza de 10%.

fi 6

ión significativa entre u y SIZE.

Cuadro 9: Análisis Multivariante. Modelo de Young (1999), Período 2001-2004 Se presentan las estimaciones del modelo de Young para la muestra total de firmas de manufactura, para la muestra de empresas “no sospechosas” de manipular para evitar reportar pérdidas, y para la muestra de firmas “sospechosas” de manipular para evitar reportar pérdidas. La variable dependiente es la cifra de devengo discrecional estimada por el modelo de Kasznik (1999). Al modelo de Young se añadieron dos variables de control: D2001it, para medir el impacto de la aprobación de la nueva ley de impuestos; y

Signo

Variable Coeficiente Esperado

Constante 0 ? 0,0125 (1,07) 0,0025 (0,17) 0,0200 (1,06)

CFOit 1 - -0,1171 (-4,61)* -0,0511 (-1,80)** -0,3610 (-5,85)*

Growit 2 + 0,0060 (1,22) 0,0083 (0,74) 0,0050 (0,92)

Intit 3 - -0,0047 (-1,43) -0,0046 (-1,14) 0,0033 (0,46)

Lifeit 4 + 0,0000 (0,30) 0,0000 (0,15) 0,0001 (1,26)

Levit 5 ? 0,0053 (1,76)** 0,0052 (1,42) -0,0094 (-0,57)

Ownit 6 ? -0,0361 (-3,20)* -0,0125 (-0,91) -0,0452 (-1,86)**

Sizeit 7 ? 0,0015 (2,53)* 0,0013 (1,87)** 0,0012 (1,27)

Smoothit 8 - -0,0176 (-2,99)* -0,0288 (-3,89)* 0,0060 (0,65)

D2001it 9 0,0031 (0,45) 0,0031 (0,37) 0,0092 (0,86)

D2002it 10 0,0021 (0,31) -0,0015 (-0,18) 0,0076 (0,75)

R2 Ajustado 0,19 0,20 0,33

F 6,93* 4,72* 5,97*

n=249 n=147 n=102

Muestra Total "No Sospechosas" "Sospechosas"

El Cuadro 9 muestra los resultados del modelo (5) estimado de manera completa. En la muestra total todos los coeficientes tienen el signo esperado, pero sólo son significativos para CFO, Lev, Own, Size y Smooth. En la muestra de firmas “no sospechosas” todos los coeficientes tienen el signo pronosticado, pero sólo son significativos para CFO, Size y Smooth, respectivamente. La novedad es que en ambos casos Size adquiere significancia, pero resulta positivo (y contrario a la expectativa de que las grandes empresas estarían más dispuestas a reducir el beneficio contable a medida que disminuyen el beneficio imponible en respuesta al alza de la tasa de impuesto), aunque su efecto es el más pequeño de entre todas las variables analizadas. En la muestra de firmas “sospechosas” sólo son significativos CFO (con el signo esperado) y Own. En cuanto a las dos variables dummy añadidas (D2001it, para medir el impacto de la aprobación de la nueva ley de impuestos; y D2002it, para cuantificar el efecto del primer aumento de la tasa de impuesto), 9 y 10 tuvieron

l signo esperado sólo en el grupo de empresas “no sospechosas”, pero en ningún

ipulación ontable de la compañía, y puede ser visto como el cuociente entre la cifra de devengo iscrecional (DA

ecaso resultaron significativos. 5. Estimación del monto de manipulación El término de error uit constituye un proxy de la magnitud de la mancd it) y el monto del activo total de comienzos del período (Ait-1):

1it

itit A

DAu

(6)

21

Por lo tanto, es posible obtener una estimación de la cifra monetaria de manipulación contable, multiplicando el término de error (uit) por el monto del activo total de comienzos del período (Ait-1). Las cifras estimadas se presentan en el Cuadro 10.

Cuadro 10: Estimación del Importe Monetario de la Manipulación Contable El cuadro muestra las cifras promedio de activo total para la muestra de firmas (Media Ait); la cifra promedio de devengos discrecionales negativos para la muestra de firmas “no sospechosas” (Media u-); la cifra total de devengos discrecionales negativos para la muestra de firmas “no sospechosas” (Suma u-); la cifra promedio de manipulación contable (a la baja), en pesos chilenos ($) y en euros (€), estimada como el producto entre (1) y (2); y la cifra total de manipulación contable (a la baja) para la muestra de firmas “no sospechosas”, en pesos chilenos ($) y en euros (€), estimada como el producto entre (1) y (3). Las estimaciones se presentan para el período 2002-2004 y para cada año en particular. (*): Cifras en valor absoluto. El tipo de cambio de $770,35/€ corresponde al tipo de cambio observado del 01 de abril del año 2009 (Fuente: Banco Central de Chile). Modelo de Kasznik; TAit = 0 + 1(REVt/At-1) + 2(RECt/At-1) + 3(RECt/At-1) + t

(1) (2)* (3)* Manipulación Manipulación Manipulación ManipulaciónMedia Ait Cifra Promedio Cifra Promedio Cifra Total Cifra Total

Año (miles de $) Media u- Suma u- (miles de $) (€) (miles de $) (€)

2002 186.681.268 0,0373 0,7459 6.961.966 9.037.407 139.239.324 180.748.133

2003 193.646.478 0,0328 0,6893 6.356.343 8.251.241 133.483.208 173.276.0542004 192.796.931 0,0368 0,6624 7.095.064 9.210.182 127.711.150 165.783.280

2001-2004 186.806.859 0,0356 2,0976 6.641.438 8.621.325 391.844.813 508.658.159 Según estas estimaciones, la cifra promedio de manipulación contable (a la baja) para la muestra de firmas de manufactura “no sospechosas” ascendería a 6.641.438.000 pesos chilenos (8.621.325 euros), durante el período 2001-2004; mientras que la cifra total de manipulación contable (a la baja), considerando una empresa de tamaño promedio24, ascendería a 391.844.813.000 pesos chilenos (508.658.159 euros), durante el mismo período. VI. Conclusiones Este estudio sigue la línea de investigación que relaciona las prácticas de earnings management con los cambios en la tasa de impuesto a las ganancias corporativas, y analiza lo ocurrido en Chile cuando la Ley N° 19.753 –publicada el 28 de septiembre de 2001– estableció un alza gradual de la tasa de impuesto: desde el 15% anual vigente en el año 2001 hasta el 16% en el 2002; para aumentar a 16,5% en el 2003; y a 17% en el 2004. El objetivo es determinar si, durante la implementación de esta medida, las empresas analizadas manipularon a la baja el beneficio contable para disminuir el monto de impuestos a pagar al Estado. Se analizó una muestra de 63 firmas de la industria de manufactura, utilizando datos de los reportes financieros individuales, anuales y auditados, correspondientes al período 2000-2005. Se utilizaron los modelos de Jones (Jones, 1991), de Jones modificado (Dechow et al., 1995) y de Kasznik (Kasznik, 1999) para detectar earnings management. El modelo de Kasznik fue consistente en el signo y la significancia de sus coeficientes, y alcanzó una capacidad explicativa considerablemente más alta que los otros modelos (38% en el año 2002 y 53% en los años 2003 y 2004). Se dividió la muestra en dos: una muestra de firmas “sospechosas” de manipular para evitar reportar pérdidas, que respondería a un incentivo permanente; y una muestra de firmas “no sospechosas” de manipular para evitar pérdidas, que respondería al incentivo temporal del alza de la tasa de impuesto. Los resultados del modelo de Kasznik, para la muestra total y para la muestra de firmas “no sospechosas”, indican que en el período 2002-2004 existe evidencia de manipulación a la baja; mientras que para la muestra de firmas “sospechosas” se encontró evidencia de manipulación al alza del beneficio contable, aun cuando ello podría implicar pagar más impuestos. Lo

24 Se utilizó el monto promedio del activo total como una medida del tamaño promedio de las firmas de la muestra.

22

anterior fue confirmado por los resultados del análisis multivariante de Guenther (1994). En cuanto a la precisión de las estimaciones, el análisis multivariante de Young (1999) señala que, para la muestra total y de firmas “no sospechosas”, sólo el 12% de la variación en los devengos discrecionales estimados por el modelo de Kasznik es atribuible a un error de medición. Finalmente, se estimó la cifra monetaria de manipulación contable. La cifra promedio de manipulación (a la baja) para la muestra de firmas “no sospechosas” ascendería a 6.641.438.000 pesos chilenos (8.621.325 euros), durante el período 2001-2004; mientras que la cifra total de manipulación contable (a la baja), considerando una empresa de tamaño promedio de la industria, ascendería a 391.844.813.000 pesos chilenos (508.658.159 euros), durante el mismo período. Lo anterior tendría un impacto negativo en la recaudación tributaria del período y condicionaría el presupuesto fiscal, razón por la cual podría ser conveniente fiscalizar este tipo de prácticas en un escenario caracterizado por un alza del impuesto a las ganancias corporativas. Referencias Burgstahler, D. y I. Dichev (1997). “Earnings Management to Avoid Earnings Decreases and

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