CC BY
90
НА ПУТИ К МЕЖДУНАРОДНЫМ
СТАНДАРТАМ
УДК 657.1
ПРИНЯТИЕ МЕЖДУНАРОДНЫХ СТАНДАРТОВ ФИНАНСОВОЙ ОТЧЕТНОСТИ В РОССИИ: ВЛИЯНИЕ НА ЦЕННОСТНУЮ ЗНАЧИМОСТЬ ФИНАНСОВЫХ ОТЧЕТОВ
Т. А. ГАРАНИНА,
кандидат экономических наук, старший преподаватель кафедры финансов и учета, заместитель директора программ магистратуры по направлению «Менеджмент» E-mail: garanina@gsom. pu. ru П. С. КОРМИЛЬЦЕВА, выпускница программы магистратуры «Международной бизнес» E-mail: polina. kormiltseva@gmail. com Высшая школа менеджмента Санкт-Петербургского государственного университета
Целью статьи является определение влияния принятия Международных стандартов финансовой отчетности (МСФО) на ценностную значимость показателей финансовой отчетности в России. В работе тестируется гипотеза о силе взаимосвязи данных, подготовленных на основе МСФО, и данных, подготовленных согласно российским стандартам финансового учета, с показателями фондового рынка. Результаты говорят о том, что при сравнении и оценке двух стандартов, на российском рынке ценностная значимость финансовой отчетности для внешних пользователей при применении МСФО не повышается.
Ключевые слова: Международные стандарты финансовой отчетности, российские стандарты бухгалтерского учета, ценностная значимость финансовой отчетности.
Введение. Появление и развитие международных компаний, рост международных финансовых рынков и меняющееся поведение инвесторов внесли определенный вклад в интернационализацию экономической активности. В результате появилась необходимость учета и интерпретации операций компании внутри страны на интернациональном уровне. Однако интерпретации и пониманию финансовой информации на международном уровне препятствует большое разнообразие внутренних правил и принципов составления финансовой отчетности в разных странах.
Поэтому с 1970-х гг. различными структурами, в частности Советом по Международным стандартам финансовой отчетности (International Accounting Standards Board), прилагались значительные усилия для гармонизации стандартов бухгалтерского учета и финансовой отчетности в разных странах, для повышения практической значимости и обеспечения лучшей сравнимости финансовой информации в международном контексте.
Появление и принятие МСФО влечет за собой особые последствия для стран с переходной экономикой: поскольку эти страны не обладают финансовой инфраструктурой, которая существует в развитых странах, отсутствие доверия к финансовой информации отрицательно влияет на способность этих стран к привлечению иностранного капитала. Переход на МСФО рассматривается как один из способов преодоления этого барьера, и многие страны с переходной экономикой принимают МСФО в качестве средства повышения доверия к корпоративной финансовой отчетности.
Российская Федерация является одной из стран с развивающейся экономикой, в которой разработан план постепенного внедрения МСФО: в течение последнего десятилетия был проведен целый ряд бухгалтерских реформ. Текущий план направлен на достижение полномасштабного внедрения МСФО к 2015 г. посредством поэтапного сближения российских стандартов бухгалтерского учета (РСБУ) с МСФО. В настоящее время более 200 российских компаний, т. е. чуть более 50 % всех российских котирующихся компаний, готовят отчетность по МСФО. Кроме того, с 2007 г. одна из главных российских фондовых бирж — Российская торговая система (РТС) — требует представления отчетности по МСФО для всех котирующихся на бирже компаний.
С учетом всех аспектов принятия МСФО в переходных экономиках сближение между РСБУ и МСФО ставит несколько исследовательских вопросов, связанных со сравнительной ценностной значимостью этих двух стандартов отчетности и потенциальной способностью МСФО выполнять свою роль по обеспечению актуальной и надежной информацией в российской институциональной среде.
Основная цель настоящего исследования состоит в изучении влияния, которое оказывает принятие МСФО российскими компаниями на ценностную значимость финансовой отчетности в России. Таким образом, данная работа сконцентрирована на следующем вопросе (в основном вытекающем из анализа предыдущих исследований, проведенных большей частью в Европе): повышает ли добровольное принятие МСФО в России ценностную значимость финансовой отчетности?
Данное исследование фокусируется на потребностях внешних пользователей в финансовой информации, публикуемой компаниями, в основном миноритарных акционеров и потенциальных инвесторов, которые не имеют доступа к внутренней информации.
Последствия принятия МСФО: развивающиеся рынки. В настоящее время после обязательного внедрения МСФО странами Европейского союза ведутся дебаты относительно процесса, размаха и последствий принятия МСФО развивающимися экономиками мира, которые, как и их институциональная структура, в большинстве случаев формировались иным путем, чем экономики англосаксонских и в целом развитых стран. В связи с этим несоответствием дальнейшее исследование посвящено основным выгодам, связанным с принятием МСФО, а также определяющим факторам решения о принятии или непринятии МСФО как на государственном уровне, так и на уровне бизнеса.
Как сказано в [12], «система бухгалтерского учета в любом обществе напрямую связана с уровнем политического, экономического и юридического развития страны... и всегда является результатом среды, в которой она существует». Следовательно, для того чтобы понять корни и характер системы бухгалтерского учета в России, необходимо понимать ее развитие в последние несколько десятилетий.
Несмотря на реформы бухгалтерского учета, происходящие в России в течение нескольких лет, и то, что РСБУ частично повторяют МСФО, применение МСФО на практике по-прежнему связано с немалым количеством проблем из-за принципиальных различий между национальными и международными практиками, возникающих
вследствие многообразия исторических, культурных и правовых традиций.
По мнению исследователей Е. В. Остренко, Н. В. Волеговой [1, 2], до сих пор существует довольно большое несоответствие между требованиями МСФО и пересмотренными РСБУ, которое проявляется не только в целом ряде технических различий, но и, что еще более важно, при применении принципов, которые лежат в основе МСФО. Таким образом, в настоящей работе будет сосредоточено внимание не на вопросе о частичном юридическом принятии МСФО, а на реальном внедрении МСФО компаниями и бухгалтерами, поскольку процедуры ведения учета и подготовки отчетности, принятые и зафиксированные в правовых документах, и практика, существующая в бизнесе, во многом различаются.
Качество финансовой отчетности. Качество бухгалтерского учета или финансовой отчетности — одна из центральных тем в бухгалтерской литературе по принятию МСФО и бухгалтерском урегулировании стандарта в целом. Как утверждается в работе [11], качество бухгалтерского учета — крайне важный вопрос, поскольку «низкое качество финансовой отчетности может усложнить оценку способности фирмы возместить долг и выплатить дивиденды», что в свою очередь приводит к более высокой стоимости заемного и собственного капитала. Согласно научной литературе ценностная значимость не является утвержденным показателем Комитета по стандартам финансовой отчетности (Financial Accounting Standards Board, FASB). Скорее, определение ценностной значимости представляет один из подходов к применению сформулированных Комитетом по Международным стандартам финансовой отчетности критериев значимости на практике.
В существующей литературе учетные показатели деятельности предприятия определяются как ценностно значимые, если между ними и стоимостью акций на фондовом рынке существует сильная прогнозируемая взаимосвязь [5]. Таким образом, бухгалтерский индикатор будет считаться ценностно значимым, только если он отражает информацию, существенную для инвесторов при оценке компании, и измерен с такой степенью достоверности, чтобы можно было определить его взаимосвязь со стоимостью акций. Примечатель-
но, что в РСБУ понятие ценностной значимости не рассматривается, по крайней мере отсутствует его формулировка.
Необходимо отметить, что ценностная значимость учетных показателей связана с доверием инвесторов к стандартам бухгалтерского учета, используемым для их подготовки, а также с институциональной и корпоративной средой, в которой существует компания [4].
В работе [8] утверждается, что в исследованиях ценностной значимости делаются выводы на основании двух различных теорий бухгалтерского учета и применения стандартов: теории непосредственной оценки и теории оценки отношения исходных данных к чистым активам. Теория непосредственной оценки предполагает тесную связь балансовой стоимости чистых активов и бухгалтерской прибыли с изменениями рыночной стоимости чистых активов или их уровней. В теории определения зависимости между исходными данными и чистыми активами роль учета — предоставлять информацию об исходных данных для построения оценочной модели, которую инвесторы используют при оценке акционерной стоимости компании.
В настоящей работе исследуется относительная зависимость.
Разработка гипотезы исследования. Как было сказано во введении, цель настоящей работы — изучение вопроса: повышает ли добровольное применение МСФО в России ценностную значимость финансовой отчетности.
Одним из способов рассмотрения соотношения ценностной значимости при использовании двух стандартов отчетности в рамках данной работы является предположение о том, что МСФО должны быть более ценностно значимы в развивающихся странах, чем национальные стандарты отчетности вследствие различий в институциональной среде и методах финансовой отчетности, например ориентированности стандартов отчетности развивающихся стран на налоговые управления или банковские учреждения в качестве основных пользователей финансовой и бухгалтерской информации, а не на акционеров или потенциальных инвесторов.
Существует еще один аргумент в пользу того, что МСФО имеет большую ценностную
значимость, чем национальные стандарты развивающихся стран. В работе [9] утверждается, что национальные стандарты более полно отражают различные потребности участников рынка и соответствуют характеру институциональных механизмов в развивающихся странах, в то время как международные стандарты в большей степени ориентированы на развитые рыночные потребности, связанные с фондовым рынком и инвестиционной деятельностью (и, следовательно, более ценностно значимы).
В то же время фондовый рынок сам является частью национальной институциональной базы, а это означает, что стоимость акций на отечественном рынке может отражать основные экономические показатели компании способом, отличным от представленного на других национальных рынках в рамках другой институциональной обстановки. Еще один аргумент в пользу этого утверждения основывается на том, что большинство исследований ценностной значимости, проводившихся в странах с переходной экономикой (например, [10]) с институциональной базой, которая ближе к России, чем к англосаксонскому миру, показали, что национальные стандарты бухгалтерского учета более ценностно значимы по сравнению с МСФО.
Можно предположить, что принятие Россией МСФО может пойти по пути, при котором не должно наблюдаться большой разницы в ценностной значимости применения РСБУ по сравнению с МСФО, поскольку в действительности только существующие правила РСБУ могут быть применены на практике. С данным утверждением согласны авторы нескольких статей, в которых анализируется практическое применение МСФО в России, где ситуация весьма далека от полноценного внедрения большинства стандартов [2].
Таким образом, в настоящем исследовании тестируется следующая гипотеза: существенных различий между ценностной значимостью финансовой информации, раскрываемой российскими акционерными обществами в соответствии с РСБУ, и ценностной значимостью финансовой информации, раскрываемой российскими акционерными обществами в соответствии с МСФО, не существует.
Выборка. Выборка состоит из российских компаний, акции которых торгуются на бирже и
которые добровольно ведут отчетность согласно МСФО как минимум 2 года. Это условие вводится для того, чтобы избежать значительных различий в наименованиях в области учетных показателей, которые относятся только к первичному принятию МСФО. В настоящем исследовании использованы данные ежегодной финансовой отчетности за период 2006—2009 гг.
Отчетность в соответствии с МСФО на 2011 г. вели всего 233 российские компании1. Во-первых, из них были исключены все банковские и финансовые институты. Таким образом, исключаются 89 компаний. Во-вторых, чтобы изучить вопрос ценностной значимости, необходимы только компании, чьи акции котируются на российском фондовом рынке. Именно поэтому были исключены компании, которые не являются открытыми акционерными обществами. К этой категории относятся 39 компаний. В-третьих, существуют российские открытые акционерные общества, которые фактически не торгуются на бирже: их акции распределены через закрытые аукционы или среди соучредителей. Эти исключения составляют 29 компаний. Наконец, есть ряд компаний, данные по которым недостаточны или отсутствуют: это компании, не представляющие сведений ежегодно, указывающие данные по МСФО в иностранной валюте, не раскрывающие информацию о количестве акций в обращении либо о цене акций (из-за низкой ликвидности). Эти характеристики относятся к 9 компаниям. В результате выборка состоит из 67 компаний (табл. 1).
Важно отметить, что все 67 компаний приняли МСФО до 2006 г., а это означает, что нельзя не учитывать последствий первичного принятия МСФО для системы бухгалтерского учета. В течение всех 4 лет размер выборки позволяет сделать статистически значимые выводы.
Разработка модели исследования. Изучение влияния принятия МСФО в России на ценностную значимость финансовой отчетности включает в себя изучение воздействия принятия МСФО на разницу между балансовой и рыночной стоимостью компаний (коэффициент рыночной — ба-
1 В качестве источника финансовой информации использована база данных СПАРК (Система профессионального анализа рынков и компаний). URL: http://www. spark. interfax. ru/Front/Index. aspx.
Таблица 1
Распределение выборки по видам экономической деятельности
№ п/п Вид экономической деятельности Число компаний
(процент от общего
числа компаний)
1 Энергетика 21 (31,34)
2 Производство 19 (28,35)
3 Телекоммуникации 11 (16,42)
4 Минерально-сырьевое производство 4 (5,97)
5 Оптовая и розничная торговля 4 (5,97)
6 Транспорт 3 (4,48)
7 Недвижимость 3 (4,48)
8 Сфера услуг 2 (2,97)
лансовой стоимости). Эта переменная может быть оперативно определена как коэффициент рыночной капитализации компании к ее балансовой стоимости. Теоретически она показывает, насколько актуальна финансовая отчетность, т. е. в какой степени представленная финансовая информация отображает реальную стоимость компании и ее финансовое положение.
В исследовании использована регрессионная модель цены (дефлированная по балансовой стоимости одной акции, чтобы уменьшить эффект масштаба) для обеспечения сопоставимости результатов в будущем с имеющимися результатами, а также для определения степени, в которой учетные показатели отражают рыночную стоимость компании в соответствии с ее оценкой инвесторами на фондовом рынке [7].
Таким образом, в данной статье используется следующая модель:
P
1
BVPS,
1 bvps;
, EPSt
\-— + ,
BVPS' t
где p't — цена акции с поправкой на неэффективность, зафиксированная на фондовом рынке в конце года t; BVPS; = BVPSt — EPSt; BVPSt — отчетная балансовая стоимость капитала на акцию на конец года t; EPSt — чистая прибыль на акцию в год t. EPSt вычитается из BVPSt для уменьшения коллинеарности. Для вычисления балансовой стоимости капитала на акцию и прибыли на
акцию использованы взвешенные среднегодовые величины по количеству обыкновенных акций в обороте;
90; 9Х и 92 — неизвестные параметры; е( — случайная ошибка. При этом
P =
P +
1 + k
где Р (+05 — цена закрытия в пределах 1 нед. (7 дней), примерно в конце июня (в случае если не было заключения сделок 30 июня); k1 — требуемая норма доходности в первой половине года +1. Большинство аналогичных исследований (например, [6]) основывают расчет временного лага в реакции рынка на отчетную финансовую информацию на фондовой бирже на требованиях по отношению к опубликованию финансовой отчетности. Большинство российских компаний, принявших МСФО, публикуют свою отчетность по МСФО к концу июня (через 6 мес. после окончания финансового года). Таким образом, время задержки, предполагаемое в данном исследовании, составляет 6 мес.
В качестве ставки в настоящем исследовании использована ставка рефинансирования Центрального банка РФ, применяемая в течение полугода как ставка дисконтирования.
На первом этапе исследования было проанализировано наличие существенных различий в коэффициентах рыночной — балансовой стоимости (РР / БУРЗ') при использовании МСФО и РСБУ. Изучение этих различий производится за счет применения параметрических и непараметрических тестов в зависимости от того, следуют ли рассматриваемые переменные нормальному распределению или нет.
На втором этапе анализировалась ценностная значимость балансовой стоимости капитала на акцию и прибыли на акцию, сравнивая скорректированные коэффициенты детерминации. Разница между двумя стандартами бухгалтерского учета анализировалась с помощью теста Крамера. Стандарт отчетности со значительно более высоким коэффициентом детерминации будет рассматриваться как более ценностно значимый.
0
В следующем разделе статьи приводятся результаты, полученные в ходе эмпирического исследования и проверки гипотезы.
Таблица 2
Описательная статистика
№ Переменная Среднее Медиана Стандартное
п/п значение отклонение
1 P'06/BVPS'06_RAS 0,4616 0,1671 1,1194
2 P'06/BVPS'06_IFRS 0,3037 0,1360 0,6105
3 1/BVPS'06_RAS 0,5569 0,0654 1,4007
4 1/BVPS'06_IFRS 0,4579 0,0555 0,9491
5 EPS06/BVPS'06_RAS 0,2533 0,1409 0,4869
6 EPS06/BVPS'06_IFRS 0,2148 0,1723 0,2349
7 P'07/BVPS'07_RAS 0,2453 0,1105 0,4386
8 P'07/BVPS'07_IFRS 0,2043 0,1085 0,3724
9 1/BVPS'07_RAS 0,7111 0,0555 2,4068
10 1/BVPS'07_IFRS 1,2586 0,0502 6,4727
11 EPS07/BVPS'07_RAS 0,2017 0,1134 0,2733
12 EPS07/BVPS'07_IFRS 0,2062 0,1524 0,2335
13 P'08/BVPS'08_RAS 0,2233 0,0313 0,4401
14 P'08/BVPS'08_IFRS 0,2081 0,0297 0,4719
15 1/BVPS'08_RAS 1,9289 0,0696 8,1069
16 1/BVPS'08_IFRS 1,8674 0,0419 6,6477
17 EPS08/BVPS'08_RAS 0,1487 0,0423 0,5579
18 EPS08/BVPS'08_IFRS 0,1019 0,0674 0,2856
19 P'09/BVPS'09_RAS 0,2884 0,0396 0,6352
20 P'09/BVPS'09_IFRS 0,3942 0,0354 1,5216
21 1/BVPS'09_RAS 0,5243 0,0643 1,0009
22 1/BVPS'09_IFRS 0,6533 0,0396 1,5811
23 EPS09/BVPS'09_RAS 0,1095 0,0549 0,2294
24 EPS09/BVPS'09_IFRS 0,0557 0,0781 0,2106
Примечание. В табл. 2—5 цифры 06—09 означают данные за 2006—2009 гг. RAS — англ. Russian Accounting Standards (РСБУ). IFRS — англ. International Financial Reporting Standards (МСФО).
Таблица 3
РСБУ в сравнении с МСФО — отличия по переменной P'/BVPS'
№ п/п Переменная Среднее значение Среднее значение по РСБУ/среднее значение по МСФО
1 P'06/BVPS'06 RAS 0,4616 1,5199
2 P'06/BVPS'06 IFRS 0,3037
3 P'07/BVPS'07 RAS 0,2453 1,2007
4 P'07/BVPS'07 IFRS 0,2043
5 P'08/BVPS'08 RAS 0,2233 1,0730
6 P'08/BVPS'08 IFRS 0,2081
7 P'09/BVPS'09 RAS 0,2884 0,7316
8 P'09/BVPS'09 IFRS 0,3942
Результаты исследования. Результаты эмпирического исследования сравнительной ценностной значимости финансовой информации, представляемой в соответствии РСБУ, и финансовой информации, представляемой в соответствии с МСФО, следующие.
В табл. 2 представлена описательная статистика для трех переменных (P '/BVPS', 1/BVPS' и EPS/BVPS') на протяжении 4 лет в рамках двух различных стандартов отчетности для 67 компаний из выборки.
Проанализируем более детально различия между переменными согласно отчетности по РСБУ и по МСФО и рассмотрим, отображают ли эти различия какую-либо тенденцию на протяжении 4 лет, которые охватывает данное исследование.
В табл. 3 представлены результаты сравнения коэффициента P'/BVPS' (скорректированная цена на акцию к скорректированной балансовой стоимости на акцию) в соответствии с РСБУ и МСФО за 2006—2009 гг.
Как видно из табл. 3, за 2006—2008 гг. наблюдается явная тенденция конвергенции между коэффициентами P'/BVPS' в соответствии с двумя стандартами отчетности (от 52 до 7 % разницы, где коэффициент P '/BVPS' в соответствии с РСБУ выше, чем коэффициент P '/BVPS' в соответствии с МСФО). Тем не менее в 2009 г. коэффициент P'/BVPS' по РСБУ оказался на 27 % ниже, чем тот же коэффициент в соответствии с МСФО. Учитывая, что цены (P), используемые для расчета соотношения, являются одинаковыми в соответствии с двумя стандартами отчетности, различия в коэффициентах P '/BVPS' можно объяснить только различиями переменной BVPS'.
Далее подобный анализ был проведен и по другим переменным. Результаты говорят о том, что BVPS была постоянно ниже по РСБУ по сравнению с МСФО на 10 %. Результаты сравнения коэффициента EPS в соответствии с РСБУ и МСФО за 2006— 2009 гг. показывают общую тенденцию EPS в соответствии с РСБУ к сближению и даже превышению EPS в соответствии
с МСФО за рассмотренный период времени (от EPS в соответствии с МСФО, превышающем EPS в соответствии с РСБУ на 32 % в 2006 г., к разнице в 21 % в обратном направлении в 2009 г.). Результаты сравнения коэффициента BVPS' по РСБУ и МСФО показывают последовательное повышение разницы в данном показателе согласно РСБУ и МСФО (при этом BVPS' по МСФО было ниже). Наконец, результаты сравнения переменной EPS/ BVPS' (прибыль на акцию к скорректированной балансовой стоимости на акцию) в соответствии с РСБУ и МСФО показывают общую тенденцию увеличения разницы между двумя стандартами: EPS/BVPS' по РСБУ по сравнению с МСФО выше на 18 % в 2006 г. и на 97 % в 2009 г.
Результаты тестов в отношении различий между P'/BVPS' в соответствии с РСБУ и P'/BVPS' в соответствии с МСФО были проведены с помощью критериев знаковых рангов Уил-коксона. Согласно результатам тестирования не существует статистически значимой корреляции в сравниваемых выборках (двусторонний уровень значимости в большинстве случаев превышает 0,05). Это означает, что существует статистически значимая разница между скорректированными коэффициентами рыночной — балансовой стоимости (P '/BVPS'), рассчитанными на основе МСФО и РСБУ на протяжении исследуемого периода.
На следующем этапе (до непосредственного сравнения уровня ценностной значимости между МСФО и РСБУ) тестировались восемь отдельных регрессий на основе модели цены, чтобы проанализировать, являются ли регрессионная модель цены и коэффициенты оценки неизвестных параметров статистически значимыми. Результаты тестирования представлены в табл. 4. Получены следующие результаты в рамках анализируемой выборки:
— для регрессии согласно РСБУ в 2008 и 2009 гг. регрессионная модель цены, применяемая в данном исследовании, является статистически незначимой (двусторонний уровень значимости во всех случаях превышает 0,05), коэффициенты детерминации равны 19,8 и 0,9 % соответственно, а также все коэффициенты не являются значимыми (двусторонний уровень значимости во всех случаях превышает 0,05);
— для регрессии согласно РСБУ в 2006 и 2007 гг. регрессионная модель цены, применяемая
в данном исследовании, является статистически значимой (двусторонний уровень значимости во всех случаях не превышает 0,05), коэффициенты детерминации равны 44,6 и 32 % соответственно, но только с одним статистически значимым положительным коэффициентом (двусторонний уровень значимости не превышает 0,05). Этот коэффициент соответствует следующей независимой переменной — EPS/ BVPS' и равен 1,028 в 2006 г. и 0,479 в 2007 г.;
— для регрессии по МСФО в 2007 и 2009 гг. регрессионная модель цены, применяемая в данном исследовании, является статистически значимой (двусторонний уровень значимости во всех случаях не превышает 0,05), коэффициенты детерминации равны 24 и 53,3 % соответственно, но только с одним статистически значимым коэффициентом (двусторонний уровень значимости не превышает 0,05). Этот коэффициент соответствует следующей независимой переменной — EPS/ BVPS' и равен 0,364 в 2007 г. и —3,847 в 2009 г.
Подведем итоги эмпирического анализа, полученные после тестирования модели согласно стандартам РСБУ и МСФО.
Интересно отметить, что в 2008 г. модель, тестируемая в настоящем исследовании, оказалась статистически значимой как для РСБУ, так и для МСФО без каких-либо статистически значимых коэффициентов, в то время как в 2007 г. примененная модель оказалась статистически значимой для РСБУ и МСФО с одним статистически значимым положительным коэффициентом (для переменной EPS/BVPS'). Таким образом, в 2007 и 2008 гг. результаты анализа регрессии цен для РСБУ и МСФО соответствуют друг другу.
Напротив, в 2006 и 2009 гг. противоположная ситуация: в 2006 г. регрессионная модель цены была статистически значимой для РСБУ, в то время как в 2009 г. регрессионная модель цены является статистически значимой для МСФО с одним статистически значимым коэффициентом (для переменной EPS/BVPS') в обоих случаях. Тем не менее коэффициент EPS/BVPS' независимой переменной был положительным для РСБУ в 2006 г. и отрицательным для МСФО в 2009 г.
Определение различий ценностной значимости. Чтобы проверить, имеется ли какое-нибудь статистически значимое различие между РСБУ и
Таблица 4
Результаты проверки гипотезы по модели за 2006—2009 гг.
Стандарт Переменная Коэффициент перед переменной Уровень значимости* Коэффициент детерминации Стандартная ошибка Скорректированный коэффициент детерминации
2006г.
РСБУ 1IBVPS06 RAS 0,005 0,965 0,446 1,0278 0,157
EPS06/BVPS'06 RAS 1,028 0,004
Свободный член 0,198 0,326
МСФО 1IBVPS'06 IFRS —0,048 0,653 0,074 0,6247 —0,047
EPS06IBVPS'06 IFRS —0,052 0,905
Свободный член 0,337 0,029
2007г.
РСБУ 1/BVPS'07 RAS 0,014 0,584 0,320 0,4244 0,063
EPS07IBVPS'07 RAS 0,479 0,040
Свободный член 0,159 0,053
МСФО 1/BVPS'07 IFRS —0,007 0,431 0,240 0,3693 0,017
EPS07IBVPS'07 IFRS 0,364 0,021
Свободный член 0,138 0,058
2008 г.
РСБУ 1IBVPS'08 RAS —0,004 0,606 0,198 0,4389 0,005
EPS08IBVPS'08 RAS 0,144 0,165
Свободный член 0,209 0,001
МСФО 1IBVPS'08 IFRS —0,002 0,814 0,032 0,4799 —0,034
EPS08IBVPS'08 IFRS —0,015 0,947
Свободный член 0,214 0,003
2009г.
РСБУ 1IBVPS'09 RAS —0,03 0,979 0,009 0,6494 —0,045
EPS09IBVPS'09 RAS 0,021 0,960
Свободный член 0,287 0,21
МСФО 1IBVPS'09_IFRS 0,015 0,904 0,533 1,3168 0,251
EPS09IBVPS'09_IFRS —3,847 0,000
Свободный член 0,599 0,008
* При нормативном уровне значимости 0,05.
МСФО по отношению к ценностной значимости, применены два примера абсолютной проверки с упором на различия в коэффициенте детерминации. Уровень значимости для всех сравнений коэффициента детерминации оценивался с помощью теста Крамера (табл. 5).
Заметим, что в течение 4 лет наблюдаются весьма существенные различия в коэффициенте детерминации модели по стандартам РСБУ и МСФО: 37,2 % в 2006 г., 8,0 % в 2007 г., 16,6 % в 2008 г. (более высокие значения коэффициента детерминации относятся к РСБУ) и 52,4 % в 2009 г. (с более высоким значением коэффициента детерминации, относящимся к МСФО). Эти выявленные различия дают возможность интуитивно предположить, что статистически значимые различия в коэффициенте детерминации должны присутствовать.
Однако, как видно из табл. 5, во всех наблюдаемых случаях тестируемая гипотеза была принята, а это означает, что не было выявлено статистически значимого различия между коэффициентами детерминации, предоставленными для регрессии цен в соответствии с РСБУ и МСФО.
Объяснение этого явления заключается в следующем: даже в тех случаях, когда абсолютные различия между коэффициентами детерминации были весьма существенными, они были сглажены. Это означает, что проведенное эмпирическое исследование доказало вышеупомянутую гипотезу, предполагающую отсутствие различий ценностной значимости между двумя стандартами финансовой отчетности на российском рынке.
Итоги исследования: цели и результаты. Настоящая работа посвящена вопросу приме-
Таблица 5
Результаты теста Крамера за 2006—2009 гг.
Год Показатель Значение R РСБУ — R МСФО Z-статистика /-статистика*
2006 R2 RAS 0,4460 0,3720 0,5261 2,0244
R2IFRS 0,0740
а2 RAS 1,0564
а2 IFRS 0,3903
2007 R2 RAS 0,3200 0,0800 0,2661 2,0129
R2 IFRS 0,2400
а2 RAS 0,1801
а2 IFRS 0,1364
2008 R2 RAS 0,1980 0,1660 0,7781 2,0025
R2 IFRS 0,0320
а2 RAS 0,1926
а2 IFRS 0,2303
2009 R2 RAS 0,0090 —0,5240 —0,5439 2,0154
R2 IFRS 0,5330
a2 RAS 0,4217
a2 IFRS 1,7340
* Двусторонний критерий при уровне значимости 0,05.
нения МСФО в России (на примере компаний, чьи акции торгуются на фондовой бирже), при этом основное внимание было уделено влиянию МСФО на ценностную значимость финансовой отчетности на российском рынке.
На основании обзора теоретической литературы и эмпирических данных по проблеме принятия и практической реализации МСФО сформулирована следующая гипотеза: «Существенных различий между ценностной значимостью финансовой информации, раскрываемой российскими акционерными обществами в соответствии с РСБУ, и ценностной значимостью финансовой информации, раскрываемой российскими акционерными обществами в соответствии с МСФО, нет».
Результаты, полученные в ходе исследования, показали, что во всех наблюдаемых случаях статистически значимые различия между коэффициентом детерминации регрессии цен по РСБУ и коэффициентом детерминации регрессии цен в соответствии с МСФО не были выявлены. Это означает, что в рамках рассматриваемой выборки зарегистрированных на фондовой бирже российских компаний, применявших РСБУ и МСФО в период 2006—2009 гг., не было выявлено статистически значимых различий между ценностной значимостью финансовой информации, представляемой согласно РСБУ, и ценностной значимос-
тью финансовой информации, представляемой в соответствии с МСФО.
Таким образом, эмпирические исследования доказали сформулированную гипотезу. Следует отметить, что результаты, представленные в настоящем исследовании, соответствуют результатам, полученным в ходе эмпирических исследований практики бухгалтерского учета развивающихся экономик (например, см. [3, 4]), которые в большинстве случаев показали, что национальные стандарты не хуже, чем МСФО или даже превосходят МСФО по критерию ценностной значимости показателей учета.
Наконец, необходимо вернуться к ответу на главный вопрос настоящего исследования: отчетность в соответствии с каким стандартом (РСБУ или МСФО) обеспечивает большую ценностную значимость информации? Согласно результатам эмпирического исследования нет никакой статистически значимой разницы в ценностной значимости между РСБУ и МСФО.
Таким образом, для внешних пользователей финансовой информации (в основном потенциальных инвесторов и миноритарных акционеров) не должно быть никаких оснований для предпочтения одного стандарта другому в отношении выводов для будущих инвестиционных решений. Данные выводы сделаны в настоящем исследовании с учетом ряда ограничений.
Одно из возможных критических замечаний касается использования всего 67 объектов исследования. В данном случае мы имеем полный набор объектов (т. е. не было иных компаний, которые публиковали отчетность по МСФО для проведения регрессионного анализа) в России.
Кроме того, в технике выборки присутствует необъективность самостоятельного выбора, так как принятие МСФО по-прежнему остается добровольным в России.
Наконец, важно помнить, что результаты, полученные в этом исследовании, не могут быть распространены на другие страны (ни на развитые, ни на развивающиеся), так как институциональные особенности РСБУ уникальны для российской среды.
В дополнение к этому также необходимо сказать, что дальнейшие исследования в этой области необходимы для того, чтобы отслеживать изменения в ценностной значимости показателей учета с течением времени по отношению к изменениям российской институциональной среды и экономическому развитию страны.
Список литературы
1. Волегова Н. В. МСФО и РСБУ: главные различия // Управленческий учет и финансы. 2011. № 1 (25). С. 49—68.
2. Остренко Е. В. Основные вопросы принятия МСФО компаниями // Управленческий учет и финансы. 2010. № 3 (23). С. 54—71.
3. AliM. J., AhmedK., Eddie I. A. The Adoption of IFRS in Emerging Economies: The Case of South Asia //Journal of Accounting in Emerging Economies. 2009. № 9. Рр. 1—30.
4. Ball R. International Financial Reporting Standards (IFRS): pros and cons for investors. // Accounting and Business Research. 2006. Pp. 5—27.
5. Barth M. E., Beaver W., Landsman W. The relevance of the value relevance literature for financial accounting standard setting: Another view // Journal of Accounting and Economics. 2001. № 31. Pp. 77—104.
6. BartovE., GoldbergS. R., KimM. Comparative value relevance among German, US, and International Accounting Standards: A German stock market perspective // Journal of Accounting Auditing & Finance. 2005. № 20 (2). Pp. 95—119.
7. Gjerde O., Knivsfla K. H., Saettem Fr. The value-relevance of adopting IFRS: Evidence from 145 NGAAP restatements // Journal of International Accounting, Auditing and Taxation. 2008. № 17. Pp. 92—112.
8. Holthausen R. W., Watts R. L. The relevance of the value-relevance literature for financial accounting standard setting // Journal of Accounting and Economics. 2001. № 31. Pp. 3—75.
9. Hove M. R. Accounting practices in developing countries — Colonialism's legacy of inappropriate technologies // International Journal of Accounting. 1986. Pp. 81—100.
10. Lin Z. J., Chen F. Value relevance of international accounting standards harmonization: Evidence from A-share and B-share markets in China // Journal of International Accounting. Auditing and Taxation. 2005. № 14 (2). Pp. 79—103.
11. Lopes C., Cerqueira A., Brandгo E. Impact of IFRS adoption on accounting quality in European firms // Journal of Modern Accounting and Auditing. 2010. № 6 (9). Pp. 65—82.
12.McGee R., Preobragenskaya G. Problems of implementing International Accounting Standards in transition economy: a case study of Russia. Florida: Working paper. Barry University, 2004.
dilib
Вы всегда можете приобрести последние номера и отдельные статьи всех журналов Издательского дома «Финансы и Кредит» в формате PDF на сайте электронной библиотеки dilib.ru. Также доступен электронный архив журналов с 2006 года.
www.dilib.ru
