Unikanie ujawniania strat w sprawozdaniach finansowych : wyniki analizy empirycznej

Pełen tekst

(1)Zeszyty Naukowe nr. 752. 2007. Uniwersytetu Ekonomicznego w Krakowie. Piotr Wójtowicz Katedra RachunkowoÊci. Unikanie ujawniania strat w sprawozdaniach finansowych. Wyniki analizy empirycznej 1. Wprowadzenie DoÊwiadczenia rozwini´tych rynków kapita∏owych, zw∏aszcza amerykaƒskiego, pokazujà, ˝e jakoÊç informacji ujawnianej w sprawozdaniach finansowych nie zawsze jest zadowalajàca, przy czym nie chodzi tu wy∏àcznie o oszustwa. Problemem jest Êwiadome wykorzystanie standardów, aby przedstawiaç obraz jednostki gospodarczej zgodny z oczekiwaniami zarzàdzajàcych, zw∏aszcza w zakresie wyniku finansowego. Zagadnienie to okreÊlane jest w angloj´zycznej literaturze terminem earnings management. W niniejszym artykule earnings management t∏umaczy si´ na j´zyk polski jako „kszta∏towanie zysków”. Wyniki badaƒ dotychczas prowadzonych pozwalajà przypuszczaç, ˝e kszta∏towanie zysków wyst´puje tak˝e w polskich warunkach. Badania te dotyczy∏y zgodnoÊci wielkoÊci ujawnianych przed i po rewizji rocznych sprawozdaƒ finansowych z 2001 r. [Wójtowicz 2006], 2002 r. [Wójtowicz 2004] oraz za lata 2000–2003 [Wójtowicz 2005] spó∏ek uczestniczàcych w rynku kapita∏owym. Wskazujà one na stosunkowo liczne korekty wyniku finansowego dokonywane przez bieg∏ych rewidentów, skutkujàce generalnie zmniejszeniem wartoÊci ujawnianych zysków oraz zwi´kszeniem wartoÊci ujawnianych strat. Celem niniejszych badaƒ jest udzielenie odpowiedzi na pytanie o wyst´powanie i nat´˝enie kszta∏towania zysków w celu unikania strat na polskim rynku kapita∏owym. Nale˝y rozró˝niaç kszta∏towanie zysków i oszustwo. W Mi´dzynarodowym Standardzie Rewizji Finansowej (MSRF) nr 2401 oszustwo to 1 MSRF 240 OdpowiedzialnoÊç bieg∏ego rewidenta za uwzgl´dnienie podczas badania sprawozdania finansowego mo˝liwoÊci pope∏nienia oszustw, stosowany do badania sprawozdaƒ finansowych za okresy rozpoczynajàce si´ 15 grudnia 2004 r. i póêniej..

(2) 36. Piotr Wójtowicz. zamierzone, pociàgajàce za sobà k∏amstwa, dzia∏anie podj´te przez jednego lub kilku cz∏onków kierownictwa, osoby sprawujàce nadzór (governance) nad jednostkà, pracowników lub stron´ trzecià, majàce na celu uzyskanie nienale˝nej lub niezgodnej z prawem korzyÊci2. Dla bieg∏ego rewidenta wa˝ne sà dwa rodzaje oszustw: oszukaƒcza sprawozdawczoÊç i zaw∏aszczenie majàtku. Oszukaƒcza sprawozdawczoÊç finansowa zawiera umyÊlne nieprawid∏owoÊci, w tym pominićie kwot bàdê nieujawnienie informacji, majàce wprowadziç w b∏àd u˝ytkowników sprawozdaƒ finansowych. Oszukaƒcza sprawozdawczoÊç mo˝e wiàzaç si´ te˝ z obchodzeniem przez kierownictwo kontroli, które w innym przypadku dzia∏ajà skutecznie. Oszukaƒcza sprawozdawczoÊç mo˝e byç powodowana dà˝eniem przez kierownictwo do mylàcego kszta∏towania dochodów jednostki, przy czym, w zale˝noÊci od okolicznoÊci, dochody mogà byç zarówno zawy˝ane, jak i zani˝ane. K. Schipper [1989, s. 92] definiuje kszta∏towanie zysków jako „zamierzonà interwencj´ zarzàdzajàcych w proces sprawozdawczoÊci finansowej, majàcà na celu osiàgnićie pewnych osobistych korzyÊci, w przeciwieƒstwie do dzia∏aƒ majàcych na celu wy∏àcznie u∏atwienie neutralnego przebiegu tego procesu”. P.M. Healy i J.M. Wahlen [1999, s. 368] twierdzà, ˝e „kszta∏towanie zysków ma miejsce, gdy zarzàdzajàcy wykorzystujà osobisty osàd w procesie sprawozdawczoÊci finansowej i w klasyfikacji transakcji, by zmieniç sprawozdania finansowe tak, aby wprowadza∏y w b∏àd niektórych interesariuszy odnoÊnie kondycji ekonomicznej jednostki gospodarczej, bàdê by uzyskaç wp∏yw na umowy zawierane na podstawie wartoÊci ujawnionych w sprawozdaniach”. Dzia∏anie Êwiadome jest zatem zarówno cechà kszta∏towania zysków, jak i oszustwa. W jednym i w drugim przypadku chodzi o Êwiadome przedstawienie takiego obrazu sytuacji ekonomicznej jednostki gospodarczej, który jest zamierzony. Ró˝nica mi´dzy oszustwem a kszta∏towaniem zysków polega na zakresie odst´pstwa od prawdy oraz na stosowanych metodach. Oszustwo wyst´puje wtedy, gdy dzia∏ania w zakresie sprawozdawczoÊci finansowej podejmowane przez zarzàd ∏amià zasady rachunkowoÊci. Oszustwo mo˝e byç dokonane np. poprzez zafa∏szowanie lub zmian´ dokumentacji êród∏owej albo umyÊlne pominićie pewnych transakcji (MSRF 240, § 8 i 9). Kszta∏towanie zysków polega na podejmowaniu pewnych dzia∏aƒ, tak˝e systematycznie, zawsze w ramach okreÊlonych przez standardy rachunkowoÊci. Mo˝e to byç np. konsekwentny wybór takiej metody wyceny zapasów, która daje zysk najbli˝szy oczekiwanemu, bàdê przyjćie okreÊlonej polityki tworzenia rezerw. Oszustwo prowadzi do ominićia naczelnego dà˝enia, by „rzetelnie i jasno przedstawiç sytuacj´ majàtkowà i finansowà oraz wynik finansowy” (art. 4 ustawy o rachunkowoÊci3) jednostki gospodarczej i jest odejÊciem od koncep2 B∏´dem jest niezamierzona nieprawid∏owoÊç sprawozdania finansowego, ∏àcznie z niewprowadzeniem danych lub nieujawnieniem informacji (MSRF 240). 3 Ilekroç w tekÊcie u˝ywa si´ terminu „ustawa o rachunkowoÊci”, w skrócie UR, chodzi o ustaw´ z 29 wrzeÊnia 1994 r., Dz.U. 2002, nr 76, poz. 69, wed∏ug stanu na 20 stycznia 2005 r..

(3) Unikanie ujawniania strat.... 37. cji true and fair view. Osiàganie tego celu poprzez oszustwo zwiàzane jest z pogwa∏ceniem zasad rachunkowoÊci, a tak˝e prawa. Kszta∏towanie zysków jest natomiast Êwiadomym i celowym wykorzystywaniem zasad i mieÊci si´ jeszcze w ramach tzw. polityki rachunkowoÊci. Wydaje si´, ˝e oszustwo wià˝e si´ ze znacznym odst´pstwem od zasad rachunkowoÊci, lecz równoczeÊnie powinno zostaç wykryte przez bieg∏ego rewidenta przed og∏oszeniem sprawozdania finansowego. Istotna jest tu tak˝e rola rady nadzorczej oraz wdro˝onych i praktykowanych zasad ∏adu korporacyjnego. Inaczej przedstawia si´ sytuacja z kszta∏towaniem zysków, gdy˝ nie wià˝e si´ ono z ∏amaniem zasad. Wykrywanie kszta∏towania zysków jest trudniejsze ni˝ wykrywanie oszustw, gdy˝ jest to raczej poszukiwanie poszlak ni˝ dowodów. Udzielenie odpowiedzi na pytanie o przyczyny kszta∏towania zysków nie mieÊci si´ w temacie niniejszego artyku∏u. Warto jednak zwróciç uwag´, ˝e niezwykle przydatna do udzielenia odpowiedzi na to pytanie mo˝e byç teoria perspektywy (prospect theory) D. Kahnemana i A. Tversky’ego [1979] oraz teoria kontraktowa (contract theory), (zob. np. [Sunder 1997]). W dalszej cz´Êci artyku∏u przedstawiono szerzej hipotez´ badawczà oraz prób´, na której przeprowadzono badania, omówiono metodyk´ s∏u˝àcà wykrywaniu kszta∏towania zysków w celu unikania strat oraz wyniki przeprowadzonej analizy, a tak˝e przedstawiono metodyk´ oraz wyniki badaƒ s∏u˝àcych ustaleniu nat´˝enia kszta∏towania zysków w celu unikania strat. Wyniki uzyskane w niniejszej pracy porównano z wynikami badaƒ dotyczàcych innych krajów. Przedstawiono tak˝e charakterystyk´ jednostek gospodarczych najbardziej „podejrzanych” o ukrywanie strat.. 2. Hipoteza badawcza i dobór próby WartoÊç oraz kierunek zmian wartoÊci zysków sà czynnikami wp∏ywajàcymi na wycen´ akcji przez inwestorów, co mo˝e stanowiç zach´t´ do kszta∏towania zysków, zw∏aszcza w przypadku zagro˝enia poniesieniem straty. Unikanie strat jako podstawowy motyw kszta∏towania zysków podajà P. Dechow i D. Skinner [2000, s. 242]. D. Burgstahler i I. Dichev [1997, s. 100] wskazujà, ˝e dà˝enie do osiàgnićia trwa∏ej zyskownoÊci jest powszechnie widoczne w raportach rocznych uczestników rynku kapita∏owego w USA. Z badaƒ opublikowanych przez D. Burgstahler i I. Dichev [1997] oraz F. Degeorge i in. [1999] wynika, ˝e w Stanach Zjednoczonych zarzàdzajàcy praktykujà kszta∏towanie zysków w celu unikania strat. Wyniki opublikowane w pracy Ch. Leuz i in. [2003] Êwiadczà o tym, ˝e kszta∏towanie zysków w celu unikania strat praktykowane jest te˝ w innych krajach i to na skal´ wi´kszà ni˝ w Stanach Zjednoczonych. Badania te obejmowa∏y 31 krajów, ale w próbie nie by∏o spó∏ek z Polski. Kszta∏towanie zysków wyst´powa∏o z ró˝nym nasileniem, w zale˝noÊci od ró˝nych czynników panujàcych w systemie gospodarczym kraju [Leuz i in. 2003, s. 525–526]. Z tego wzgl´du sformu∏owano hipo-.

(4) Piotr Wójtowicz. 38. tez´ badawczà, ˝e zyski spó∏ek uczestniczàcych w rynku kapita∏owym w Polsce sà kszta∏towane w celu unikania strat. Niniejsze badania przeprowadzono na próbie z∏o˝onej ze spó∏ek innych ni˝ banki, zak∏ady ubezpieczeƒ, narodowe fundusze inwestycyjne i dostawcy us∏ug finansowych, notowanych na Gie∏dzie Papierów WartoÊciowych w Warszawie oraz na regulowanym rynku CeTO. W badaniach wykorzystano dane ze zbadanych sprawozdaƒ finansowych dost´pne w serwisie Notoria. Próba nie by∏a losowa, lecz w∏àczono do niej wszystkie dost´pne dane. Z tego powodu uzyskane wyniki dotyczà tylko tej próby i nie powinny byç ekstrapolowane na inne spó∏ki. Próba liczy∏a ∏àcznie 1872 obserwacje z lat 1992–2003 (tabela 1). Z uwagi na fakt, ˝e spó∏ki w próbie sà ró˝nej wielkoÊci i majà ró˝ny przedmiot dzia∏alnoÊci, wyniki finansowe w wartoÊciach bezwzgl´dnych nie sà porównywalne. Z tego powodu wyniki z kolejnych lat zosta∏y podzielone przez ca∏kowità wartoÊç aktywów na koniec poprzedniego roku obrotowego. Przedstawione w tabeli 1 statystyki opisowe dotyczà wskaênika zi, t danego wzorem: zi, t = Zi, t /Ai, t – 1,. (1). gdzie: – zysk netto spó∏ki i za rok t, Zi, t Ai, t – 1 – suma wartoÊci aktywów spó∏ki i na koniec roku t – 1. Tabela 1. Struktura próby i statystyki opisowe skalowanego zysku netto Okres. N. Ârednia. Odchylenie standardowe. 1992. 0036. –0,223. 0,495. 0,086. 1993. 0050. –0,151. 0,186. 0,110. 1994. 0088. –0,198. 0,373. 0,118. 1995. 0153. –0,152. 0,189. 0,114. 1996. 0175. –0,117. 0,158. 0,097. 1997. 0190. –0,108. 0,123. 0,090. 1998. 0191. –0,088. 0,179. 0,064. 1999. 0196. –0,034. 0,134. 0,040. 2000. 0198. –0,015. 0,364. 0,025. 2001. 0209. –0,046. 0,212. 0,005. 2002. 0195. –0,032. 0,163. 0,018. 2003. 0191. –0,001. 0,154. 0,026. Razem. 1872. –0,054. 0,232. 0,050. èród∏o: opracowanie w∏asne.. Mediana.

(5) 39. Unikanie ujawniania strat.... Ze wzgl´du na rozwój rynku kapita∏owego w Polsce, dane z lat 1992–1994 sà stosunkowo nieliczne. Mimo to do 1997 r. w∏àcznie licznoÊç próby jest znacznie wi´ksza ni˝ liczba spó∏ek notowanych na GPW. Dzieje si´ tak dlatego, ˝e w prospektach emisyjnych spó∏ek ubiegajàcych si´ o dopuszczenie do publicznego obrotu zamieszczano zbadane sprawozdanie finansowe, sporzàdzone na dzieƒ bilansowy poprzedzajàcy dat´ z∏o˝enia prospektu do Komisji Papierów WartoÊciowych i Gie∏d, oraz porównywalne dane finansowe za co najmniej 3 lata obrotowe poprzedzajàce okres obj´ty tym sprawozdaniem, sporzàdzone tak˝e na podstawie zbadanych sprawozdaƒ finansowych.. 3. Wyst´powanie kszta∏towania zysków 3.1. Metodyka badaƒ JeÊli przyjmie si´ za∏o˝enie, ˝e zyski nie sà kszta∏towane w celu unikania strat, to rozk∏ad empiryczny zt, i nie powinien ró˝niç si´ od rozk∏adu oczekiwanego, w szczególnoÊci w przedzia∏ach sàsiednich wzgl´dem zt, i = 0. Do wykrycia istotnoÊci ró˝nic wykorzystano podejÊcie opisowe wykrywania obserwacji odstajàcych [ZeliaÊ 1996] oraz metodyk´ przedstawionà w pracy [Burgstahler, Dichev 1997, s. 102]. Najpierw obliczono ró˝nice rj: rj = njR – njO,. (2). gdzie: njR – rzeczywista (obserwowana) licznoÊç obserwacji w j-tym przedziale, njO – oczekiwana licznoÊç obserwacji w j-tym przedziale, czyli Êrednia licznoÊci z dwóch sàsiednich (poprzedniego i nast´pnego) przedzia∏ów. Nast´pnie ró˝nice rj podzielono przez odchylenie standardowe ró˝nic: rjs = rj /sr,. (3). gdzie: sr – odchylenie standardowe ró˝nic rj. Rozk∏ad ró˝nic standaryzowanych rjs powinien byç w przybli˝eniu rozk∏adem normalnym o Êredniej równej 0 i odchyleniu standardowym równym 1. O tym, ˝e zyski sà kszta∏towane w celu unikania strat Êwiadczy sytuacja, gdy | rjs | > 3 dla przedzia∏ów sàsiednich wzgl´dem zt, i = 0. Odpowiednià ró˝nic´ rj mo˝na wtedy uznaç za nietypowà. NietypowoÊç ró˝nicy r j polega na tym, ˝e obserwowana liczba spó∏ek o okreÊlonej wartoÊci wskaênika zt, i bardzo ró˝ni si´ od oczekiwanej liczby spó∏ek o tej wartoÊci wskaênika zt, i. Nie mniej wa˝ny od wartoÊci bezwzgl´dnej jest znak ró˝nicy rjs. W przypadku unikania strat ró˝nica dla przedzia∏u na lewo od zt, i = 0 powinna byç ujemna, natomiast dla przedzia∏u na prawo od zt, i = 0 dodatnia. Podsumowujàc, wartoÊç ró˝nic wi´ksza od progowej dla przedzia∏ów bezpoÊrednio przed i po z t, i = 0 oraz odpo-.

(6) Piotr Wójtowicz. 40. wiednie znaki tych ró˝nic Êwiadczà o kszta∏towaniu zysków w celu unikania strat. 3.2. Wyniki analizy Rozk∏ad empiryczny ustalono dla przedzia∏ów o szerokoÊci 0,005. Na rys. 1 przedstawiono rozk∏ad skalowanego wyniku finansowego netto zt, i. Rozk∏ad jest nieciàg∏y w punkcie zt, i = 0, zaznaczonym pionowà linià. Standaryzowana ró˝nica rjs dla przedzia∏u bezpoÊrednio na lewo od zera ma wartoÊç –8,16 (na prawo od zera 10,13). Sà to minimalne i maksymalne wartoÊci rozk∏adu ró˝nic (kolumna Zn w tabeli 2). Zarówno wartoÊç ró˝nic standaryzowanych, jak i ich znak jednoznacznie wskazujà na kszta∏towanie zysków netto w celu unikania strat.. 80 70. Liczba obserwacji. 60 50 40 30 20 10. 0,38. 0,34. 0,30. 0,26. 0,22. 0,18. 0,14. 0,10. 0,06. 0,02. –0,02. –0,04. –0,06. –0,10. –0,14. –0,18. –0,22. –0,26. –0,30. 0. Rys. 1. Skalowany wynik finansowy netto èród∏o: opracowanie w∏asne.. D. Burgstahler i I. Dichev [1997, s. 105] podajà, ˝e ró˝nice standaryzowane ustalone przy zastosowaniu takiej samej metodyki mia∏y wartoÊci odpowiednio –8,00 oraz 5,88. Sugeruje to, ˝e zakres kszta∏towania zysków w bada-.

(7) 41. Unikanie ujawniania strat.... nej tu próbie by∏ wi´kszy ni˝ w próbie, z której pochodzi∏y dane wykorzystane przez cytowanych autorów. Tabela 2. Percentyle rozk∏adów ró˝nic standaryzowanych wyniku finansowego Percentyl. Zbzs. Zzs. Zdo. Zdg. Zb. Zn. –0,005 <= zt, i < 0,000. –0,71. 2,32. 2,30. –2,44. –3,42. –8,16. 0,000 <= zt, i < 0,005. 1,42. –0,77. 0,42. 6,87. 7,50. 10,13. Minimum. –4,43. –6,37. –5,44. –5,50. –5,38. –8,16. Percentyl 1. –2,48. –2,70. –3,77. –3,51. –3,42. –3,10. Percentyl 2. –2,30. –2,51. –2,09. –2,60. –2,61. –2,11. Percentyl 3. –2,12. –1,93. –1,67. –1,83. –1,79. –1,55. Percentyl 4. –1,95. –1,54. –1,67. –1,53. –1,63. –1,27. Percentyl 5. –1,59. –1,54. –1,26. –1,37. –1,30. –0,99. Percentyl 10. –1,06. –0,96. –0,84. –0,76. –0,82. –0,56. 25%. –0,18. –0,19. –0,21. –0,31. –0,16. –0,14. Mediana. 0,00. 0,00. 0,00. 0,00. 0,00. 0,00. 75% Kwartyl. 0,00. 0,19. 0,21. 0,31. 0,33. 0,14. Percentyl 90. 1,06. 0,77. 0,84. 0,76. 0,82. 0,56. Percentyl 95. 2,12. 1,54. 1,46. 1,53. 1,47. 1,27. Percentyl 96. 2,30. 1,74. 1,88. 1,68. 1,79. 1,41. Percentyl 97. 2,48. 2,12. 2,09. 1,83. 1,79. 1,55. Percentyl 98. 3,01. 2,70. 2,72. 2,29. 2,61. 1,83. Percentyl 99. 3,19. 3,67. 3,98. 3,66. 3,42. 2,53. Maksimum. 4,78. 6,56. 5,23. 6,87. 7,50. 10,13. W wierszach –0,005 <= zt, i < 0,000 oraz 0,000 <= zt, i < 0,005 podano wartoÊci ró˝nic standaryzowanych w odpowiednich przedzia∏ach. Na szarym tle podano miary charakteryzujàce po∏o˝enie ró˝nic standaryzowanych w odpowiednich rozk∏adach. èród∏o: opracowanie w∏asne.. Kszta∏towanie wyniku finansowego netto ma wa˝ne konsekwencje dla dalszych badaƒ, pojawia si´ bowiem pytanie o strumienie przychodów i kosztów, za pomocà których mo˝na manipulowaç tym wynikiem. Odpowiedê na to pytanie mo˝e byç udzielona poprzez powtórzenie przeprowadzonej analizy dla innych kategorii wyniku finansowego ujawnianych w rachunku zysków i strat. Zgodnie z za∏àcznikiem nr 1 do UR w sprawozdaniu tym, dla jednostek takich jak w próbie, prócz wyniku finansowego netto (Zn) nale˝y ujawniaç tak˝e zysk (strat´) brutto ze sprzeda˝y (Zbzs), zysk (strat´) ze sprzeda˝y (Zzs), zysk (stra-.

(8) 42. Piotr Wójtowicz. t´) z dzia∏alnoÊci operacyjnej (Zdo), zysk (strat´) z dzia∏alnoÊci gospodarczej (Zgd), zysk (strat´) brutto (Zb). Percentyle odpowiednich rozk∏adów przedstawiono w tabeli 2. WartoÊci standaryzowanych ró˝nic dla wyniku finansowego brutto (Zb) wynoszà –3,42 (7,50), a wić sà to wartoÊci odstajàce. WartoÊç 7,50 stanowi maksimum rozk∏adu, a –3,42 to wartoÊç pierwszego percentyla. Szczegó∏owa analiza rozk∏adu wskazuje, ˝e mniejsze od niej by∏y tylko trzy obserwacje: minimum –5,38 oraz dwie obserwacje o wartoÊci –3,91. Zysk brutto jest wić kszta∏towany w podobnym stopniu jak zysk netto. Oznacza to, ˝e podatek dochodowy raczej nie by∏ narz´dziem s∏u˝àcym do kszta∏towania zysków. Potwierdza to wyniki badaƒ empirycznych, w których nie uda∏o si´ znaleêç dowodów na to, ˝e podatki odroczone sà narz´dziem s∏u˝àcym do kszta∏towania zysków [Healy, Wahlen 1999, s. 372]. Z tabeli 2 wynika, ˝e zakres kszta∏towania zysków dla wyniku z dzia∏alnoÊci gospodarczej (Zdg) jest nieco mniejszy ni˝ dla wyniku brutto. WartoÊci odpowiednich ró˝nic standaryzowanych wynoszà –2,44 (6,87). WartoÊç 6,87 to znów maksimum rozk∏adu, a –2,44 to wartoÊç poni˝ej trzeciego percentyla, przy czym wartoÊç ta jest wi´ksza od –3, a zatem nie jest to obserwacja odstajàca. Fakty te, wraz z uprzednio zaobserwowanymi dotyczàcym wyniku brutto, pozwalajà wysnuç wniosek, ˝e zyski i straty nadzwyczajne mogà byç wykorzystywane do kszta∏towania zysku. Z tabeli 2 wynika te˝, ˝e nie zaobserwowano przejawów kszta∏towania zysków w celu unikania strat w przypadku wyniku brutto ze sprzeda˝y (Zbzs), wyniku ze sprzeda˝y (Zzs) oraz wyniku z dzia∏alnoÊci operacyjnej (Zdo). WartoÊci ró˝nic standaryzowanych dla przedzia∏ów sàsiednich wzgl´dem zera w przypadku wyniku brutto ze sprzeda˝y: –0,71 i 1,42 nie sà wartoÊciami skrajnymi. Mieszczà si´, odpowiednio, poni˝ej pierwszego kwartyla oraz powy˝ej 90 percentyla. W przypadku wyniku ze sprzeda˝y oraz wyniku z dzia∏alnoÊci operacyjnej wartoÊci ró˝nic sà bez znaczenia, ich znaki bowiem przemawiajà przeciw hipotezie o kszta∏towaniu zysków. Wyniki dotyczàce przychodów i kosztów podstawowej dzia∏alnoÊci operacyjnej sà zbie˝ne z wynikami podanymi w pracach [Wójtowicz 2004, 2006]. Brak symptomów kszta∏towania zysków w przypadku wyniku z dzia∏alnoÊci operacyjnej oraz analiza wyniku z dzia∏alnoÊci gospodarczej pozwala wnioskowaç, ˝e kszta∏towanie zysków praktykowane jest za poÊrednictwem przychodów i kosztów finansowych. Z definicji tych wielkoÊci (UR, art. 42, ust. 3) wynika, ˝e mogà byç one kszta∏towane tak˝e pod wp∏ywem osàdu zarzàdzajàcych, co stanowi jeden z podstawowych warunków, by mo˝liwe by∏o wp∏ywanie na wynik bez naruszenia zasad rachunkowoÊci. Pewnym zaskoczeniem sà wyniki dotyczàce wyniku z dzia∏alnoÊci operacyjnej (Zdo), gdy˝ jest on kszta∏towany tak˝e przez pozosta∏e przychody i koszty operacyjne, a na kategorie te sk∏adajà si´ m.in. skutki tworzenia i rozwiàzywania rezerw oraz odpisów aktualizujàcych i ich korekt (UR, art. 3, ust..

(9) Unikanie ujawniania strat.... 43. 1, pkt 32). Choç nie obserwuje si´ kszta∏towania zysków w celu unikania strat w przypadku wyniku z dzia∏alnoÊci operacyjnej, to nie dysponuje si´ te˝ dowodem na brak tego zjawiska. Mo˝na jednak przypuszczaç, ˝e jeÊli na tym poziomie dochodzi do kszta∏towania zysków, to raczej nie w celu unikania strat. Na rys. 2 przedstawiono histogram skalowanego wyniku z dzia∏alnoÊci operacyjnej. Pionowà linià oznaczono wartoÊç zt, i = 7%.. 55 50 45. Liczba obserwacji. 40 35 30 25 20 15 10. 0. –0,30 –0,28 –0,26 –0,24 –0,22 –0,20 –0,18 –0,16 –0,14 –0,12 –0,10 –0,08 –0,06 –0,04 –0,02 0,00 0,02 0,04 0,06 0,08 0,10 0,12 0,14 0,16 0,18 0,20 0,22 0,24 0,26 0,28 0,30 0,32 0,34 0,36 0,38 0,40. 5. Rys. 2. Skalowany wynik z dzia∏alnoÊci operacyjnej (Zdo) èród∏o: opracowanie w∏asne.. Ró˝nice standaryzowane dla przedzia∏ów wokó∏ zt, i = 7% majà wartoÊci –5,44 (5,23) i sà to minimum i maksimum rozk∏adu. Tak˝e ich znaki pozwalajà sàdziç, ˝e kszta∏towanie zysków mo˝e byç praktykowane, aby osiàgnàç odpowiednio wysokà wartoÊç zysku. W tym wypadku brak jednak teorii, która objaÊnia∏aby dà˝enie do manipulowania tym wynikiem akurat powy˝ej zt, i = = 7%, inaczej ni˝ w przypadku dà˝enia do unikania strat. Jednak wynik z dzia∏alnoÊci operacyjnej powinien byç przedmiotem dalszych badaƒ, jest to bowiem kategoria nadajàca si´ do kszta∏towania zysków ze wzgl´du na treÊç pozosta∏ych przychodów i kosztów operacyjnych..

(10) Piotr Wójtowicz. 44. 4. Nat´˝enie kszta∏towania zysku netto 4.1. Metodyka badaƒ Wobec stwierdzenia przejawów kszta∏towania zysków, zw∏aszcza netto, zasadne staje si´ pytanie o zakres tego zjawiska. Ocena nat´˝enia by∏a prowadzona z wykorzystaniem metodyki zaproponowanej w pracy [Burgstahler, Dichev 1997, s. 107 i 111]. Istota problemu sprowadza si´ do odpowiedzi na pytanie o ró˝nic´ mi´dzy obserwowanà licznoÊcià obserwacji w poszczególnych przedzia∏ach zt, i a licznoÊcià teoretycznà, która wystàpi∏aby, gdyby zyski nie by∏y kszta∏towane. W tym przypadku nie mo˝na pos∏ugiwaç si´ licznoÊcià teoretycznà ustalonà jako Êrednia licznoÊci z dwóch sàsiednich przedzia∏ów, gdy˝ z wyników uzyskanych poprzednio wiadomo, ˝e kszta∏towanie wyniku finansowego netto wyst´puje. Mo˝na tak˝e przypuszczaç, ˝e kszta∏towanie zysków nie jest ograniczone do przedzia∏ów sàsiednich wzgl´dem zt, i = 0. W razie braku kszta∏towania zysków rozk∏ad przedstawiony na rys. 1 powinien byç symetryczny. Jednak z poprzednio przeprowadzonej analizy wiadomo, ˝e zyski sà kszta∏towane. Pojawia si´ zatem pytanie o licznoÊci obserwacji w przedzia∏ach zestawionych w pary wzgl´dem osi symetrii. Wobec wyst´powania kszta∏towania zysków mo˝na si´ spodziewaç, ˝e licznoÊci w niektórych parach nie b´dà równe. Przed kolejnym etapem analizy usuni´to z próby obserwacje nietypowe, gdy˝ wspó∏czynnik asymetrii jest wra˝liwy na wyst´powanie obserwacji skrajnych, a tymczasem wartoÊci te w rozk∏adzie zt, i nie majà znaczenia dla meritum badaƒ. Usuni´to wić te obserwacje, dla których zt, i nie nale˝a∏ do przedzia∏u [–1; 1]. By∏o to 13 obserwacji, a nowa próba sk∏ada∏a si´ z 1859 obserwacji. Ârednia arytmetyczna mia∏a wartoÊç 0,0509, mediana 0,0502. Wspó∏czynnik asymetrii obliczono wed∏ug wzoru: A = nM3/[(n – 1)(n – 2)s3],. (4) – 3 gdzie M3 = ∑(xi – x) mia∏ wartoÊç –0,41. Wspó∏czynnik ten, przy umiarkowanej asymetrii, przyjmuje wartoÊci z przedzia∏u ⟨–3; 3⟩ [Luszniewicz, S∏aby 2003, s. 42], a zatem rozk∏ad uznano za symetryczny. Niezale˝nie od kszta∏towania zysków prawa cz´Êç rozk∏adu powinna byç wolna od skutków takich praktyk. W przypadku spó∏ek, dla których dla zt, i >= 5%, trudno wskazaç motywy takiego dzia∏ania. Jako skutku kszta∏towania zysków mo˝na si´ spodziewaç, ˝e licznoÊci w przedzia∏ach, dla których zt, i < 0, b´dà mniejsze ni˝ licznoÊci w odpowiadajàcych im przedzia∏ach po∏o˝onych na prawo od osi symetrii. Ró˝nica tych licznoÊci stanowiç b´dzie oszacowanie liczby spó∏ek, w których praktykowano kszta∏towanie zysków..

(11) 45. Unikanie ujawniania strat.... 4.2. Wyniki analizy Analiza zosta∏a przeprowadzona wzgl´dem przedzia∏u [0,050; 0,055), zawierajàcego Êrednià i median´. Porównano licznoÊci w pićiu coraz szerszych przedzia∏ach, roz∏o˝onych symetrycznie wzgl´dem osi symetrii: – [–0,01; 0) oraz [0,105; 0,115), – [–0,02; 0) oraz [0,105; 0,125), – [–0,03; 0) oraz [0,105; 0,135), – [–0,04; 0) oraz [0,105; 0,145), – [–0,05; 0) oraz [0,105; 0,155). Tabela 3. Wyniki analizy zakresu kszta∏towania wyniku finansowego Na lewo od Êredniej. Ró˝nica. przedzia∏. licznoÊç. LicznoÊç na prawo od Êredniej. [–0,01; 0). 24. 056. 32. 1,7. 09. 57,1. [–0,02; 0). 44. 106. 62. 3,3. 17. 58,5. [–0,03; 0). 60. 141. 81. 4,4. 22. 57,4. [–0,04; 0). 91. 174. 83. 4,5. 22. 47,7. [–0,05; 0). 111. 208. 97. 5,2. 26. 46,6. licznoÊç. jako % próby. jako % strat. jako % licznoÊci na prawo. èród∏o: obliczenia w∏asne.. Zgodnie z poczynionym wczeÊniej za∏o˝eniem licznoÊci podane w kolumnie „LicznoÊç na prawo od Êredniej” w tabeli 3 odnoszà si´ do przypadków, w których kszta∏towanie zysków nie wyst´puje. Trudno wskazaç przyczyny, dla których zyski mia∏yby byç kszta∏towanie, jeÊli sà to spó∏ki, dla których relacja zysku netto do sumy bilansowej na poczàtek roku wynosi∏a od 10,5% do 15,5%. WartoÊci podane w tabeli 3 w kolumnie „Ró˝nica”, w podkolumnie „LicznoÊç” stanowià oszacowanie liczby przypadków, w których kszta∏towano zyski. Jest to od 1,7% do 5,2% próby pozbawionej obserwacji odstajàcych bàdê od 9% do 26% przypadków spó∏ek, które ponios∏y strat´ netto. Co najwa˝niejsze, przypadki kszta∏towania zysków stanowià od 58,5% do 46,6% obserwacji z kolumny „LicznoÊç na prawo od Êredniej”, a wić spó∏ek majàcych ma∏e straty przed ukszta∏towaniem wyniku finansowego. Zmniejszanie si´ tego odsetka jest naturalne. W miar´ jak przedzia∏y stajà si´ szersze, kszta∏towanie zysków wià˝e si´ z dokonywaniem coraz wi´kszych korekt wyniku finansowego. W konsekwencji dzia∏ania te stajà si´ trudniejsze bez naruszenia zasad rachunkowoÊci..

(12) Piotr Wójtowicz. 46. Porównanie uzyskanych wyników z wynikami podanymi w pracy [Burgstahler, Dichev 1997, s. 111] przemawia na niekorzyÊç spó∏ek zaliczonych do próby wykorzystanej w niniejszych badaniach (tabela 4). Tabela 4. Porównanie wyników z niniejszej pracy i pracy [Burgstahler, Dichev 1997] Niniejsza praca. Burgstahler, Dichev 1997. Przedzia∏. jako % próby. jako % strat. jako % licznoÊci na prawo. jako % próby. jako % strat. jako % licznoÊci na prawo. [–0,01; 0). 1,7. 09. 57,1. 0,9. 3,0. 44. [–0,02; 0). 3,3. 17. 58,5. –. –. 35. [–0,03; 0). 4,4. 22. 57,4. 1,7. 5,8. 30. [–0,04; 0). 4,5. 22. 47,7. –. –. –. [–0,05; 0). 5,2. 26. 46,6. –. –. –. èród∏o: [Burgstahler, Dichev 1997, s. 111] i obliczenia w∏asne.. Zakres kszta∏towania zysków w badanej próbie jest wi´kszy ni˝ na rynku amerykaƒskim. Prawdopodobnie dzieje si´ tak, gdy˝ polski rynek kapita∏owy jest m∏ody, a systemy kontroli wewn´trznej i zewn´trznej nie sà, a przynajmniej nie by∏y, wystarczajàco dobrze rozwini´te (np. uporzàdkowane zasady ∏adu korporacyjnego na GPW w Warszawie po raz pierwszy og∏oszono w 2002 r.), a bieg∏y rewident mo˝e mieç w przypadku kszta∏towania zysków ograniczone pole interwencji, chodzi bowiem o dzia∏ania subtelne, nie ∏amiàce zasad rachunkowoÊci. Porównanie wyników uzyskanych w niniejszych badaniach z wynikami przedstawionymi w pracy [Leuz i in. 2003] potwierdza tez´, ˝e w Polsce cz´Êciej, w porównaniu ze Stanami Zjednoczonym, ma miejsce kszta∏towanie zysków w celu unikania strat. Cytowani autorzy przedstawili wyniki badaƒ porównawczych dotyczàcych kszta∏towania zysków w 31 krajach. Badania dotyczy∏y czterech przejawów tego zjawiska, a jednym z nich by∏o unikanie ujawniania strat. Oceny nat´˝enia dokonano za pomocà wskaênika: wm = #mz /#ms,. (5). gdzie: #mz – liczba obserwacji w przedziale zt, i ∈ [0,00; 0,01], czyli „ma∏ych” zysków, #ms – liczba obserwacji w przedziale zt, i ∈ [-0,01; 0,00), czyli „ma∏ych” strat. WartoÊç wskaênika wm dla analizowanej próby wynosi∏a 4,917, a Êrednia wartoÊç dla 31 krajów wynosi∏a 3,196 (mediana 3,000; odchylenie standardowe 1,413). Oznacza to, ˝e przypadki kszta∏towania zysków w celu unikania strat.

(13) Unikanie ujawniania strat.... 47. w badanej tu próbie by∏y relatywnie liczne. Spó∏ki z 4 krajów, spoÊród 31 badanych, mia∏y wy˝szà wartoÊç wskaênika wm: Indonezja 7,200, Indie oraz Hiszpania 6,000, Szwajcaria 5,591. Spó∏ki ze Stanów Zjednoczonych mia∏y jednà z najni˝szych wartoÊci wm = 1,631 [Leuz i in. 2003, s. 514–515]. Autorzy cytowanej pracy upatrujà przyczyn zró˝nicowania zakresu i nat´˝enia kszta∏towania zysków, tak˝e w celu unikania strat, w strukturze i regulacjach prawnych dotyczàcych gospodarki i rynku kapita∏owego. W krajach, w których rynki kapita∏owe sà du˝e, struktura w∏asnoÊci spó∏ek publicznych rozproszona, a ochrona interesów inwestorów rozwini´ta, obserwuje si´ znacznie ni˝sze nat´˝enia ró˝nych rodzajów kszta∏towania zysków ni˝ w innych krajach [Leuz i in. 2003, s. 525–526]. Polska nale˝y niestety do tych krajów, w których zarówno rynek kapita∏owy, jak i kultura biznesu sà s∏abo rozwini´te. 4.3. Szczegó∏owa analiza obserwacji w przedziale zt, i ∈ [0; 0,005) Analizie poddano obserwacje, dla których wartoÊç wskaênika zt, i nale˝a∏a do przedzia∏u [0; 0,005). W przedziale tym znalaz∏o si´ 67 obserwacji, a dane pochodzi∏y z ró˝nych lat i spó∏ek nale˝àcych do ró˝nych sektorów (tabela 5). Nie jest to wić efekt w∏aÊciwy dla szczególnego roku czy sektora. Obserwacje pochodzi∏y ∏àcznie od 56 spó∏ek, przy czym 45 spó∏ek znalaz∏o si´ w tym przedziale z jednà obserwacjà, 11 spó∏ek z dwoma. Zerowa wartoÊç zt, i wystàpi∏a tylko raz, obserwacja pochodzi∏a z 1999 r. SpoÊród 56 spó∏ek na poczàtku 2005 r. 35 by∏o nadal notowanych na GPW, 4 na CeTO. Od tych spó∏ek pochodzi∏o ∏àcznie 47 obserwacji. Pozosta∏e 20 obserwacji pochodzi∏o od spó∏ek, które z ró˝nych przyczyn zosta∏y wycofane z publicznego obrotu. Dwie obserwacje pochodzi∏y od dwóch spó∏ek nale˝àcych do kategorii „z∏otych spó∏ek”4. Obserwacje te pochodzi∏y z lat 2002 i 2003. Tylko jedna spó∏ka nale˝a∏a do grupy nagrodzonych tytu∏em „Spó∏ka Godna Zaufania 2004” w ocenie ∏adu korporacyjnego zorganizowanej przez Polski Instytut Dyrektorów5, a obserwacja pochodzi∏a z 2001 r. Z tabeli 5 wynika, ˝e najwićej obserwacji w przedziale [0,0; 0,005) pochodzi∏o z lat 2001 i 2002. Obserwacje te stanowi∏y 5,8% oraz 5,6% obserwacji z tych lat zaliczonych do próby. W celu stwierdzenia, jaka jest tendencja zmiany odsetka obserwacji w kolejnych latach do wyników z kolumny „LicznoÊç jako % próby” dopasowano lini´ trendu. Linia trendu dopasowana metodà najmniejszych kwadratów mia∏a postaç y = 1,71% + 0,24% . t, wspó∏czynnik de4 „Z∏ote spó∏ki” (blue chips) sà to emitenci, których papiery wartoÊciowe stanowià podstaw´ obliczania indeksu WIG20. Sà to najwi´ksze spó∏ki notowane na gie∏dzie, charakteryzujàce si´ najwi´kszymi obrotami na sesjach gie∏dowych (http://www.gpw.com.pl). 5 Ocena zosta∏a przeprowadzona przez ekspertów zawodowo zajmujàcych si´ inwestowaniem na rynku kapita∏owym. Oceniali oni dwanaÊcie kryteriów oceny zgrupowanych w czterech obszarach: „struktura w∏aÊcicielska”, „walne zgromadzenie i relacje mi´dzy akcjonariuszami i innymi grupami interesów”, „przejrzystoÊç finansowa i dost´pnoÊç informacji” oraz „struktura rady nadzorczej i procesy w niej zachodzàce”..

(14) Piotr Wójtowicz. 48. terminacji R2 = 0,26. Stopieƒ dopasowania trendu do danych empirycznych by∏ niewielki, ale dla ca∏okszta∏tu badaƒ nie jest to istotne. Wa˝ne jest przede wszystkim, ˝e wspó∏czynnik kierunkowy linii trendu by∏ dodatni, a zatem odsetek obserwacji z poszczególnych lat w analizowanym przedziale rós∏ z roku na rok. WartoÊç wspó∏czynnika nie mo˝e byç natomiast interpretowana jako tempo wzrostu odsetka spó∏ek, w których praktykuje si´ kszta∏towanie zysków. Tabela 5. Struktura wed∏ug lat obserwacji w przedziale [0; 0,005) Przedzia∏. Rok licznoÊç. struktura (w %). LicznoÊç próby. LicznoÊç jako % próby. 1992. 01. 001,5. 034. 2,9. 1993. 00. 000,0. 050. 0,0. 1994. 02. 003,0. 086. 2,3. 1995. 07. 010,4. 151. 4,6. 1996. 08. 011,9. 174. 4,6. 1997. 04. 006,0. 190. 2,1. 1998. 03. 004,5. 190. 1,6. 1999. 07. 010,4. 196. 3,6. 2000. 05. 007,5. 196. 2,6. 2001. 12. 017,9. 207. 5,8. 2002. 11. 016,4. 195. 5,6. 2003. 07. 010,4. 190. 3,7. Razem. 67. 100,0. 1859. –. èród∏o: obliczenia w∏asne.. Suma bilansowa spó∏ek-lat zaliczonych do analizowanego przedzia∏u wynosi∏a 13 628 118 tys. z∏, co stanowi 2,2% sumy bilansowej wszystkich 1859 spó∏ek-lat zaliczonych do próby pozbawionej obserwacji odstajàcych. Na podstawie wyników przedstawionych w tabeli 3 mo˝na si´ spodziewaç, ˝e problem kszta∏towania zysków dotyczy oko∏o po∏owy spó∏ek-lat, a zatem kapita∏ów równych ok. 1% wartoÊci bilansowej aktywów spó∏ek-lat w próbie tylko w przypadku przedzia∏u zt, i ∈ [0; 0,005). Zjawisko kszta∏towania zysków w celu unikania strat nie mo˝e byç bagatelizowane, gdy˝ mo˝e doprowadziç do nieprawid∏owej alokacji znacznej wartoÊci kapita∏ów..

(15) Unikanie ujawniania strat.... 49. 5. Podsumowanie Z przeprowadzonych badaƒ wynika, ˝e kszta∏towanie zysków w celu unikania strat jest praktykowane przez zarzàdzajàcych spó∏kami uczestniczàcymi w polskim rynku kapita∏owym, a odsetek spó∏ek „podejrzanych” o te dzia∏ania w badanej próbie by∏ wysoki, zw∏aszcza w porównaniu z wynikami innych badaƒ. Przypadki kszta∏towania zysków w celu unikania strat mogà stanowiç nieco ponad 57% grupy spó∏ek majàcych niewielkie straty przed ukszta∏towaniem wyniku finansowego. Jest to ok. 1,7–5,2% próby pozbawionej obserwacji odstajàcych bàdê 9–26% przypadków spó∏ek, które ponios∏y strat´ netto, przy czym zjawisko nasila∏o si´ w okresie 1991–2003, z którego pochodzà dane. Analiza kategorii wyniku finansowego innych ni˝ wynik netto pozwoli∏a stwierdziç, ˝e zyski mogà byç kszta∏towane za poÊrednictwem wyników zdarzeƒ nadzwyczajnych oraz przychodów i kosztów finansowych. Nie uda∏o si´ znaleêç sygna∏ów Êwiadczàcych o kszta∏towaniu zysków w celu unikania strat w przypadku zysku brutto ze sprzeda˝y oraz zysku ze sprzeda˝y. Potwierdza to wyniki poprzednich badaƒ, w których stwierdzono, ˝e przychody i koszty podstawowej dzia∏alnoÊci operacyjnej charakteryzujà si´ satysfakcjonujàcà zgodnoÊcià. Nie stwierdzono kszta∏towania zysków w celu unikania strat w przypadku zysku z dzia∏alnoÊci operacyjnej. Jest jednak prawdopodobne, ˝e wielkoÊç ta tak˝e by∏a kszta∏towana za poÊrednictwem pozosta∏ych przychodów i kosztów operacyjnych, ale w celu osiàgnićia pewnej dodatniej wartoÊci tego wyniku. Zjawisko kszta∏towania zysków w celu unikania strat nie mo˝e byç bagatelizowane, gdy˝ mo˝e doprowadziç do nieprawid∏owej alokacji znacznej wartoÊci kapita∏ów. Polska nale˝y do krajów, w których zarówno rynek kapita∏owy, jak i kultura biznesu sà s∏abo rozwini´te, a to powoduje s∏abà ochron´ interesów inwestorów. Literatura Burgstahler D., Dichev I. [1997], Earnings Management to Avoid Earnings Decreases and Losses, „Journal of Accounting and Economics”, vol. 24, nr 1. Dechow P.M., Skinner D.J. [2000], Earnings Management: Reconciling the Views of Accounting Academics, Practitioners, and Regulators, „Accounting Horizons”, vol. 14, nr 2. Degeorge F., Patel J., Zeckhauser R. [1999], Earnings Manipulation to Exceed Thresholds, „Journal of Business”, vol. 72. Healy P.M., Wahlen J.M. [1999], A Review of the Earnings Management Literature and Its Implications for Standard Setting, „Accounting Horizons”, vol. 13, nr 4. Kahneman D., Tversky A. [1979], Prospect Theory: An Analysis of Decision under Risk, „Econometrica”, vol. 47, nr 2. Leuz C., Nanda D., Wysocki P.D. [2003], Earnings Management and Investor Protection: an International Comparison, „Journal of Financial Economics”, vol. 69, nr 3. Luszniewicz A., S∏aby T. [2003], Statystyka z pakietem komputerowym STATISTICA PL, Wydawnictwo C.H. Beck, Warszawa..

(16) 50. Piotr Wójtowicz. Mi´dzynarodowe Standardy Rewizji Finansowej 2005, Zarzàd G∏ówny Stowarzyszenia Ksi´gowych w Polsce, Krajowa Izba Bieg∏ych Rewidentów. Schipper K. [1989], Commentary: Earnings Management, „Accounting Horizons”, vol. 3, nr 4. Sunder S. [1997], Theory of Accounting and Control, South-Western College Publ., Cincinnati. Ustawa o rachunkowoÊci z 29 wrzeÊnia 1994 r., Dz.U. 2002, nr 76, poz. 694 z póên. zm. Wójtowicz P. [2004], ZgodnoÊç rachunków zysków i strat spó∏ek gie∏dowych. Wyniki analizy za 2002 rok, Zeszyty Teoretyczne RachunkowoÊci nr 20 (76). Wójtowicz P. [2005], Objectivity of Net Income of Polish Companies Listed. An Empirical Study [w:] General Accounting Theory. Towards Balanced Development, red. M. Dobija, S. Martin, AE w Krakowie, Kraków. Wójtowicz P. [2006], Analiza zgodnoÊci sprawozdaƒ finansowych spó∏ek notowanych na Gie∏dzie Papierów WartoÊciowych w Warszawie, Zeszyty Naukowe AE w Krakowie, nr 691. ZeliaÊ A. [1996], Metody wykrywania obserwacji nietypowych w badaniach ekonomicznych, „WiadomoÊci Statystyczne”, nr 8.. Avoiding the Disclosure of Losses in Financial Reports. The Results of an Empirical Analysis The aim of this research was to determine whether, and to what extent, earnings management is used in order to avoid losses on the Polish capital market. The research was conducted on a non-random sample comprising companies, other than banks, insurance societies, National Investment Funds and financial service providers, listed on the Warsaw Stock Exchange and on the regulated off-exchange CeTO market. The sample comprised a total of 1872 observations from 1992–2003. Net earnings management in order to avoid losses affected approximately 57% of companies with only minor losses prior to the “management” of their financial results. This was around 1.7–5.2% of the sample without outliers, or 9–26% of the companies that showed net losses, although this phenomenon intensified during the period from which the data are taken. The proportion of companies “suspected” of earnings management in the research sample was high in comparison with the results of research conducted on data from other countries. Earnings can be managed using the results of extraordinary events or revenues and financial costs. It was not possible to find any symptoms of earnings management in the case of gross profits from sales or profits from sales. Surprisingly, earnings management was not found in the case of operating activity results, i.e., using other revenues and operating costs..

(17)