EFEK NEGATIF KONSERVATISME TERHADAP REAKSI PASAR

399

Abstrak: Efek Negatif Konservatisme terhadap Reaksi Pasar. Studi ini dilakukan untuk menginvestigasi pengaruh konservatisme terhadap reaksi pasar sehubungan perubahan saldo kas. Penelitian ini menggu-nakan metode regresi stepwise sebagai alat analisis dengan 248 perusa-haan terbuka nonkeuangan di Indonesia sebagai sampel. Hasil analisis menunjukkan bahwa konservatisme yang tinggi pada laporan laba-rugi akan direaksi pasar sebagai berita buruk. Ketidakpastian informasi yang dikhawatirkan investor karena perilaku oportunis manajemen ditunjuk-kan melalui perubahan kas dan penerapan konservatisme yang tinggi. Oleh karena itu, perusahaan harus berhati-hati dalam memutuskan se-jumlah kebijakan keuangan.

Abstract: The Negative Effects of Conservatism on Market Reac-tions. This study was carried out to investigate the effect of conservatism on market reactions regarding changes in cash balances. This research uses the stepwise regression method as an analysis tool with 248 non-fi-nancial public companies in Indonesia as a sample. The analysis shows that high conservatism on the income statement will be reacted by the market as bad news. The uncertainty of information that investors are concerned about because of the opportunistic behavior of management is shown through changes in cash and the application of high conservatism. Therefore, companies must be careful in deciding several financial policies.

Ketidakpastian merupakan sesuatu yang pasti dalam dunia usaha. Globalisasi serta kemajuan teknologi informasi menye-babkan turbulence pada bisnis yang men-dorong manajemen berhati-hati dalam pe-ngelolaan dan melaporkan kondisi ekonomi perusahaan yang dihasilkan sistem akun-tansi. Menentukan nilai ekonomi atas earn-ing menjadi isu terpenting dalam akuntansi. Nilai ekonomi perusahaan dibagi menjadi dua, yaitu pengakuan nilai melalui arus kas dan pengakuan melalui basis akrual (Mo-

hammed, Ahmed, & Ji, 2017; Zhong & Li, 2017). Meskipun pemberlakuan nilai wajar disyaratkan dalam IFRS 13 dan Indonesia telah mengadopsi dalam bentuk PSAK 68, riset Kartika, Subroto, & Prihatiningtyas (2015) dan Maradona & Chand (2018) mem-buktikan penerapan IFRS di Indonesia ma-sih rendah. Riset ini didukung studi Joshi, Senarath, & Kraal (2016) dan Krismiaji, Ar-yani, & Suhardjanto (2016) mengenai ter-dapat konservatisme akuntansi dalam lapor-an keuangan perusahaan di Indonesia.

Volume 10Nomor 2Halaman 399-412Malang, Agustus 2019ISSN 2086-7603 e-ISSN 2089-5879

Mengutip ini sebagai: Indriani, R., & Amalia, R. M. (2019). Efek Negatif Konservatisme terha-dap Reaksi Pasar. Jurnal Akuntansi Multiparadigma, 10(2), 399-412. https://doi.org/10.18202/ja-mal.2019.08.10023

EFEK NEGATIF KONSERVATISME TERHADAP REAKSI PASAR

Rini Indriani, Rizki Marfirani Amalia

Universitas Bengkulu, Jl. Wr. Supratman, Bengkulu 38371

Tanggal Masuk: 03 April 2019Tanggal Revisi: 29 Agustus 2019Tanggal Diterima: 31 Agustus 2019

Surel: [email protected]

Kata kunci:

pelaporan keuangan,reaksi pasar, saldo kas

Jurnal Akuntansi Multiparadigma, 2019, 10(2), 399-412

400 Jurnal Akuntansi Multiparadigma, Volume 10, Nomor 2, Agustus 2019, Hlm 399-412

Kehati-hatian sangat penting dalam penyajian laporan keuangan karena bilama-na kurang memperhatikan prinsip konserva-tisme dapat memicu permasalahan keuang-an. Contohnya beberapa kasus yang terjadi di Indonesia yaitu: PT Kereta Api Indonesia (KAI) pada tahun 2005, PT. Dayaindo Re-sources pada tahun 2013, PT Toshiba pada laporan keuangan tahun 2014, PT Timah Tbk pada tahun 2015, dan baru-baru ini ka-sus PT Garuda Indonesia Tbk pada periode pelaporan 2017 terkait dengan prinsip ini. PT Garuda memanfaatkan celah pengakuan dan penilaian pendapatan yang dapat diarti-kan mengabaikan penerapan konservatisme akuntansi.

Oler (2014) dan Wulandari & Adiwa-ti (2015) berargumen bahwa konservatisme merupakan perbedaan verifikasi dalam meng akui keuntungan dan kerugian, dan menguntungkan pengguna laporan akun-tansi perusahaan dalam hal mekanisme kontrak yang efisien untuk mengatasi morald hazard manajemen melaporkan laba dan aktiva bersih. Selain itu, konservatisme dikaitkan juga dengan litigasi pemegang saham dan beberapa hasil pengujian kon-sisten de ngan pajak dan regulasi. Barker & McGeachin (2013) dalam penelitiannya menyebutkan konservatisme merupakan suatu persyaratan untuk memverifikasi asimetri informasi terkait untung dan rugi, menjadi praktik akuntansi yang lebih tepat waktu dalam mengakui berita buruk ter-kait dengan arus kas masa depan dibanding berita baik. Dutta & Patatoukas (2017) dan Glover & Lin (2018) berargumentasi bahwa konservatisme identik dengan berita buruk. Dampak terhadap harga sekuritas akan le-bih besar diakibatkan berita buruk diban-dingkan berita baik (Gong & Luo, 2018; Leventis, Dimitropoulos, & Owusu-Ansah, 2013; Xie, 2015).

Konservatisme yang lebih tinggi le-bih sedikit mengalami reaksi negatif (Bova, 2015; Kim, Li, Pan, & Zuo, 2013). Adapun penelitian Kim & Zhang (2016) dan Nasr & Ntim (2018) menyebutkan bahwa konserva-tisme membatasi insentif dan kemampuan manajer untuk melebih-lebihkan kinerja dan menyembunyikan berita buruk dari inves-tor, yang pada gilirannya, mengurangi risiko turunnya harga saham. Selain itu, konser-vatisme akuntansi diyakini dapat menjadi mekanisme pengawasan untuk menghalangi

motif mencari keuntungan dari manajer dan bermanfaat mencegah timbulnya perma-salahan antara investor dan kreditor (Collins, Hribar, & Tian, 2014; Lin, Wu, Fang, & Wun, 2014; Marzuki & Wahab, 2016). Penelitian yang dilakukan Badenhorst (2013), Khura-na & Wang (2015), dan Thijssen & Iatridis (2016) merujuk pada keyakinan tersebut. Studi Bertin & Moya (2013) dan Louis, Sun, & Urcan (2012) menyebutkan konservatisme akuntansi menjadi mekanisme pengawasan sehubungan dengan kelebihan/perubahan kas perusahaan.

Mengulang penelitian Bertin & Moya (2013) dan Lopatta, Canitz, & Fieberg (2016) pada konteks yang berbeda yaitu de-ngan perbedaan setting penelitian, Abedeni melakukan penelitian di bursa efek Chili dan Cina. Adapun studi ini menginvestigasi emiten nonkeuangan di Bursa Efek Indone-sia (BEI). Penelitian tersebut sangat mena-rik untuk direplikasi karena penerapan IFRS di Chili dan Cina masih bersifat voluntary (Espinosa, Maquieira, Diaz, & Abarca, 2015; Zhao, Liang, & Wang, 2014), sedangkan pe-laporan keuangan di pasar modal Indonesia BEI sudah menggunakan Standar Akuntan-si Keuangan (SAK) yang mengadopsi IFRS dalam membuat laporan keuangan peru-sahaan. Menimbang kewajiban penerapan IFRS yang berbeda di Chile dan BEI, maka penelitian itu mencoba memverifikasi dan mengevaluasi kedua penelitian tersebut ter-hadap kondisi pasar modal Indonesia. Pene-litian ini diharapkan memberikan kontribusi bagi kajian akuntansi terkait teori dari studi ini dan memberikan kontribusi secara prak-tis efek konservatif pada laporan keuang an perusahaan.

METODEStudi ini menggunakan data laporan

keuangan emiten yang diakses melalui web-site BEI. Adapun data harga saham didapat melalui situs dunia investasi dan IHSG ber-sumber dari yahoo finance.

Pengelompokan perusahaan nonke-uangan diketahui melalui www.sahamok.com. Perusahaan non-keuangan yang ter-daftar di BEI menjadi populasi penelitian yang ditentukan melalui purposive sampling. Berdasarkan kriteria diperoleh 248 peru-sahaan yang diobservasi atau 55.5% dari 447 perusahaan nonkeuangan, dengan to-tal sampel sebanyak 1.240 (248 x 5 tahun).

Indriani, Amalia, Efek Negatif Konservatisme terhadap Reaksi Pasar 401

Kerangka penelitian dalam menginvestigasi efek konservatisme terhadap reaksi pasar diilustrasikan pada Gambar 1.

Analisis data dilakukan dengan step-wise multiple regression analysis (regresi berganda melalui beberapa tahapan) de-ngan bantuan software pengolahan data. Model regresi dengan metode bertahap di-gunakan untuk mencegah kolinearitas dan hasil yang tidak valid. Teknik ini menambah variabel independen dari model regresi ke regresi satu demi satu, dan di setiap tahap variabel yang tidak valid dikeluarkan. Mo-del persamaan regresi berganda merujuk pe-nelitian Bertin & Moya (2013) dan Lopatta, Canitz, & Fieberg (2016) yang mengadopsi penelitian Louis, Sun, & Urcan (2012) yang bertujuan menjawab pertanyaan apakan konservatisme mempengaruhi reaksi inves-tor. Sehubungan dengan pertanyaan dan tujuan penelitian, pengujian menggunakan nilai ρvalue dan koefesien arah β2 (CON), β3 (DCON), β4 (ΔCi*CON) atau β5 (ΔCi*DCON). Tingkat kepercayaan 95% dan β2, β3, β4 atau β5 bernilai negatif dan signifikan bila memiliki nilai p-value < 0,05 menjadi dasar keputusan pada penelitian ini.

Reaksi pasar sebagai variabel depen-den diproksi dengan abnormal return. Per-hitungan abnormal return dilakukan dengan menghitung selisih antara realisasi return dengan return ekspektasi. Adapun return ekspektasi pada penelitian ini dijustifika-si dengan pendekatan market adjusted mo-del, sesuai penelitian Chen, Folsom, Paek, & Sami (2014), Crawley (2015), Jin, Lin, Yang, & Zhang (2018).

Perubahan kas (ΔCi) dan konservatisme (CONi dan DCONi) dikategorikan sebagai variabel bebas. Hasil penelitian Salama & Putnam (2015) disimpulkan bahwa investor memberikan reaksi terhadap saldo kas, se-dangkan Bertin & Moya (2013) menyebut-kan bahwa saldo kas tidak direaksi investor. Namun, ketika berinteraksi dengan konser-vatisme akuntansi menunjukkan arah yang negatif signifikan. Studi Mora & Walker (2015) dan Rusydi, Utama, & Djakman (2017) me-lihat biaya dan manfaat penurunan/pening-katan peran konservartisme dalam menam-bah nilai wajar karena reaksi investor yang tidak menginginkan kelebihan saldo kas. Pe-rubahan kas diukurkan dengan mengurang-kan saldo kas pada tahun t dengan saldo kas tahun sebelum nya. Variabel perubahan kas diskalakan dengan nilai pasar, dengan tujuan keseragaman variabel menjadi rasio.

Glöckner (2016), Rahman & Fitriasari (2012), dan Ruch & Taylor (2015) mendefi-nisikan konservatisme akuntansi sebagai kebijakan yang cenderung mengakibatkan nilai aset bersih secara akuntansi rela-tif rendah dibandingkan nilai aset bersih secara ekonomi. Peneliti akuntansi meng-identifikasikan dua bentuk konservatiseme yaitu konservatisme kondisional dan kon-servatisme unkondisional; konservatisme kondisional disebut juga dengan ex-post/de-pendent conservatism, sedangkan unkondi-sional disebut ex-ante/independent conser-vatism (Pan, 2017; Zhong & Li, 2017). Selain berpengaruh terhadap laporan keuangan, pengaruh konservatisme diamati juga dari pengguna laporan keuangan.

Gambar 1. Kerangka Penelitian

Variabel Independen

Perubahan Kas (∆C)Konservatisme (CON)Dummy Konservatise (DCON)

Variabel Kontrol

Laba Bersih (∆E)Aset Non Kas (NCA)Beban Bungga (∆I)Dividen (D)Net Cash Flow Financing (NF)Laba Bersih Awal Periode (LAGE)Leverage (LAGL)

Variabel Dependen

Reaksi Invesor (ABRET)


Penelitian ini menginvestigasi pe ngaruh konservatisme kondisional (laba-rugi) bagi pengguna laporan keuangan (investor). Konservatisme kondisional lebih lazim di-gunakan daripada konservatisme unkondi-sional, karena menginformasikan peristiwa yang tidak pasti (Amran & Manaf, 2014; Tay-lor, 2015). Konservatisme pada penelitian ini diukur menggunakan indeks Q Score oleh Schrand (2014) untuk mengetahui ting-kat konservatisme akuntansi pada laporan laba rugi, yaitu operating accruals dengan total asset dan dikali dengan negatif satu (-1). DCONi adalah dummy konservatisme di mana tinggi rendahnya konservatisme di-ukur. Perusahaan dengan tingkat konserva-tisme yang tinggi dinilai 1 bila nilai konser-vatisme perusahaan bernilai negatif, serta 0 untuk tingkat konservatisme yang rendah yaitu memiliki nilai konservatisme positif.

Berdasarkan kerangka penelitian dan persamaan matematis penelitian, selain vari-abel independen dan sejalan dengan studi Billings, Moon, & Morton (2018) dan Lopatta, Canitz, & Fieberg (2016) melibatkan variabel kontrol yang terdiri dari laba bersih operasi, aset nonkas, bunga, dividen, arus kas bersih aktivitas pendanaan, kas ditambah short in-vestment, dan leverage. Selain leverage, vari-abel kontrol diskalakan dengan nilai pasar.

Laba bersih operasi diukur perubah-an laba bersih (∆Eit) yaitu membandingkan laba bersih pada tahun t dengan tahun se-belumnya; aset nonkas disimbolkan dengan ΔNCAit, yaitu membandingkan aset nonkas pada tahun t dengan tahun sebelumnya; pe-rubahan beban bunga disimbolkan de ngan ∆Iit, yaitu membandingkan beban bunga pada tahun t dengan tahun sebelumnya; pe-rubahan dividen disimbolkan dengan ∆Dit yaitu membandingkan dividen pada tahun t dengan tahun sebelumnya; arus kas bersih dari aktivitas pendanaan disimbolkan CFFit, diukur dengan menghitung arus kas dalam aktivitas pendanaan pada perusahaan; laba bersih operasi disimbolkan dengan LAGEi, membagi laba bersih operasi dengan nilai pasar perusahaan pada awal periode; short investment disimbolkan dengan LAGC, me-rupakan penjumlahan total kas dan investa-si jangka pendek; dan leverage disimbolkan dengan LAGLi merupakan pembagian total liabilities dengan total asset.

HASIL DAN PEMBAHASANTabel 1 merupakan statistik deskrip-

tif data penelitian ini. Pengujian ini dilaku-

kan dengan memadukan nilai rerata dengan standar deviasi untuk menunjukkan variasi data penelitian dan membandingkan nilai minimum serta maksimum hasil penelitian.

Tabel 1 menunjukkan reaksi pasar se-bagai variabel dependen mempunyai rera-ta sebesar 0,0103. Ini menunjukkan rerata return tidak normal sebesar 1,03% untuk perusahaan nonkeuangan di BEI. Berdasar-kan angka rerata return tidak normal dapat disim pulkan bahwa investor cenderung memberikan respon yang positif terhadap informasi emiten pada laporan keuangan. Berkaca pada nilai standar deviasi yang le-bih besar dari nilai rerata, mengindikasikan bahwa data bervariasi. Nilai minimum didapati pada perusahaan JAPFA Comfeed Indonesia Tbk -0.0961. Nilai ini menun-jukkan bahwa pa sar dalam hal ini investor memberikan respon negatif pada informasi sehubungan dengan perusahaan. Abnormal return bernilai negatif berarti adanya berita buruk disebabkan oleh penurunan nilai in-deks harga saham gabungan sehingga selisih nilai return harap an dan return realisasinya menjadi rendah. Nilai maksimum sebesar 0,9158 merupakan hitungan risiko pasar untuk perusahaan Summarecon Agung Tbk, menunjukkan perusahaan mendapatkan res pon positif investor karena adanya berita baik atas informasi yang diberikan perusa-haan berupa pembagian dividen atau perge-rakan aktivitas transaksi saham yang tinggi.

Statistik deskritif untuk perubahan saldo kas menunjukkan nilai rerata sebe-sar 0,0152 yang berarti rerata perusahaan memiliki perubahan saldo kas sebesar 1,52%. Hasil ini berarti perusahaan meng-alami peningkatan jumlah kas dibanding periode sebelumnya. Namun, nilai ini lebih kecil daripada standar deviasi (0,1980). Ang-ka ini memperlihatkan bahwa data bervaria-si sepanjang periode pengamatan. Hal ini dapat disebabkan pada periode pengamatan masing-masing perusahaan memiliki saldo kas yang bervariatif. Nilai minimum didapati pada perusahaan Perdana Bangun Pusaka Tbk sebesar -1,1362. Nilai ini menunjukan bahwa perusahaan menghasilkan selisih nilai kas negatif yang artinya saldo kas pe-rusahaan tersebut lebih rendah dari saldo kas tahun sebelumnya. Perusahaan Gowa Makassar Tourism Development Tbk mem-peroleh nilai paling maksimun untuk peru-bahan saldo kas yaitu sebesar 2,9263. Ini berarti perusahaan mengalami peningkatan saldo kas.


Nilai rerata untuk variabel konserva-tisme menunjukkan nilai yang positif ya-itu sebesar 0,0179 Artinya, selama periode peng amatan rerata perusahaan tidak ter-indikasi menerapkan konservatisme dalam laporan laba ruginya. Alasannya, konserva-tisme menurut proksi Q-Score ditunjukan oleh hasil perhitungan yang negatif. Walau demikian, nilai minimum menunjukkan ang ka negatif yaitu sebesar -7,5384 didapat- i pada perusahaan Mitra International Re-sources Tbk, yang merefleksikan perusa-haan ini paling konservatif dalam pelaporan laba-ruginya.

Semakin tinggi nilai negatif yang didapat, perusahaan semakin menerapkan konservatisme (Kousenidis, Ladas, & Nega-kis, 2014; Schrand, 2014). Adapun nilai maksimum diperoleh dari PT Rimo Inter-nasional Lestari Tbk yaitu sebesar 1,8967. Nilai positif menunjukkan bahwa perusa-haan diindikasikan tidak konservatif dalam pelaporan keuangannya. Rentang antara nilai minimum dan nilai maksimun de ngan rerata besar menunjukkan variasi data dan didukung dengan angka standar deviasi yang lebih besar dari rerata, yaitu 0,2877.

Ketika konservatisme akuntansi di-transformasikan ke dalam bentuk variabel

dummy, nilai rerata perusahaan yang kon-servatif dalam pelaporan laba-ruginya se-besar 0.3952 yang dapat diartikan bahwa 39,52% sampel diindikasikan menerapkan konservatisme dalam laporan laba-rugi. Pe-rusahaan ini dalam statistik deskriptif mem-peroleh nilai konservatif yang negatif dan di-transformasi menjadi nilai maksimum yaitu 1. Sementara itu, 60,48% perusahaan sam-pel lainnya, dikategorikan sebagai perusa-haan yang tidak menerapkan konservatisme dalam laporan laba-ruginya dan statistik deskriptif memperoleh nilai minum yaitu 0, di mana nilai konsevatisme perusahaan ini menunjukkan nilai positif. Berdasarkan hal tersebut disimpulkan bahwa mayoritas perusahaan tidak terindikasi menerapkan konservatisme pada pelaporan laba-ruginya. Tabel 2 menyajikan distribusi variabel dum-my konservatisme.

Hasil statistik deskriptif pada Tabel 2 setelah variabel dummy tingkat konserva-tisme adalah interaksi variabel perubahan saldo kas dan konservatisme akuntansi, menunjukkan nilai rerata sebesar 0,0071 yang berarti interaksi antara variabel peru-bahan saldo kas dan variabel konservatisme akuntansi menunjukkan nilai rerata 0,71%. Angka positif bisa terjadi kemungkinan ada

Simbol Variabel Nilai Minimum NilaiMaksimum

Rerata StandarDeviasi

ABRETi -0,0961 0,9158 0,0103 0,0896ΔCi -1,1362 2,9263 0,0152 0,198CONi -7,5384 1,8967 0,0179 0,2877DCONi 0 1 0,3952 0,4893ΔCi*CONi -0,4678 6,1905 0,0071 0,1787ΔCi*DCONi -1,1362 2,6797 0,0034 0,1406ΔEi -12,2068 11,6922 0,029 0,5951NCAi -28,9557 11,2707 0,2013 1,2408ΔIi -0,7549 4,8812 -0,0019 0,1698ΔDi -1,3579 3,4746 -0,0003 0,1198CFFi -2,8666 7,951 0,0654 0,4914LAGEi -1,9171 7,5761 0,4175 0,636LAGCi 0 6,468 0,2169 0,4758LAGLi 0,0002 1,6662 0,5488 0,8403ΔCi*LAGEi -3,4697 5,5908 0,0212 0,3382ΔCi*LAGCi -4,1566 12,4027 0,0375 0,5181ΔCi*LAGLi -0,9058 2,1661 0,0084 0,1148

Tabel 1. Statistik Deskriptif

perusahaan yang memiliki nilai konserva-tif negatif dengan nilai perubahan kas yang negatif atau karena memiliki nilai yang sa-ma-sama positif. Berkaca pada angka stan-dar deviasi sebesar 0,1787 (lebih besar dari angka rerata), maka diindikasikan bahwa terdapat data yang bervariasi untuk ke-seluruhan sampel. Nilai minimum diperoleh perusahaan Lionmesh Prima Tbk sebesar -0,4677. Nilai ini menunjukkan bahwa peru-sahaan paling rendah dari sampel lain nya. Nilai maksimum ditunjukkan oleh perusa-haan Mitra International Resources Tbk. Nilai ini merefleksikan perusahaan memiliki interaksi perubahan kas dan konservatisme yang paling tinggi dibandingkan sampel lain-nya.

Nilai rerata interaksi variabel perubah-an saldo kas dan dummy konservatisme ya-itu sebesar 0,0148. Hal ini berarti bahwa rerata perubahan saldo kas perusahaan-pe-rusahaan yang terindikasi menerapkan kon-servatif sebesar 1,48%. Angka yang positif bisa terjadi kemungkinan karena ada pe-rusahaan yang menerapkan konservatisme dan memiliki nilai perubahan saldo kas yang positif. Hasil ini menyatakan bahwa rerata perusahaan yang terindikasi konservatif mengalami pe ningkatan saldo kas. Apabi-la ditelaah dari angka standar deviasi yaitu sebesar 0,1967 (lebih besar dari angka re-rata), maka nilai ini mengindikasikan data yang bervariasi. Nilai minimum berasal dari perusahaan Star Pasific Tbk pada sebesar -1,1362. Angka negatif ini didapat karena ada perusahaan yang menerapkan konser-vatisme, memiliki nilai perubahan saldo kas yang negatif (turun dibandingkan periode se-belumnya). Nilai maksimum 2,6798 didapati Gowa Makassar Tourism Development Tbk. Angka ini bisa didapat kemungkinan peru-sahaan yang menerapkan konservatisme, tetapi memiliki nilai perubahan saldo kas yang positif (lebih tinggi dari periode sebe-lumnya).

Hasil statistik deskriptif selisih laba se-belum keuntungan/kerugian penjualan aset tetap, beban-beban dan pajak dibagi dengan

nilai pasar menunjukkan nilai rerata sebe-sar 0,0290, yang berarti rerata perusahaan memberikan peningkatan 2,9% laba sebe-lum keuntungan/kerugian penjualan aset tetap, beban-beban dan pajak dibandingkan tahun sebelumnya. Nilai standar deviasi se-besar 0,5951 (lebih besar dari angka rera-ta) mengindikasikan bahwa terdapat data yang bervariasi selama periode pengamatan. Nilai minimum ditunjukkan oleh perusa-haan Nusantara Inti Corpora Tbk sebesar -12,2063 mengindikasikan bahwa perusa-haan menghasilkan selisih nilai laba sebe-lum keuntungan/kerugian penjualan aset tetap, beban-beban dan pajak yang negatif yang artinya perusahaan tersebut memili-ki saldo laba yang lebih rendah dari saldo sebelumnya. Selanjutnya, nilai maksimum sebesar 11,692 dibukukan oleh perusahaan Nusantara Inti Corpora Tbk. Nilai ini berarti perusahaan memiliki selisih saldo laba lebih besar dari perusahaan sampel yang lain.

Nilai rerata variabel perubahan aset non-kas dibagi dengan nilai pasar adalah sebesar 0,2013 yang berarti secara rera-ta keselurahan sampel menunjukkan nilai aset non-kas meningkat sebesar 20,1%. Angka standar deviasi sebesar 1,2408 le-bih besar dari nilai rerata mengindikasikan bahwa didapati data yang bervariasi dari keseluruh an sampel. Nilai minimum yaitu sebesar -28,9557 ditunjukkan oleh perusa-haan Centratama Telekomunikasi Indonesia Tbk. Selisih nilai aset non-kas negatif berarti perusahaan tersebut memiliki nilai aset non-kas lebih rendah dari tahun sebelumnya. Se-lanjutnya nilai maksimum sebesar 11,2707 dibukukan perusahaan Rimau Multi Putra Pratama. Nilai ini berarti perusahaan terse-but memiliki selisih nilai aset non-kas lebih besar dari perusahaan sampel yang lain.

Nilai rerata variabel perubahan beban bunga dibagi dengan nilai pasar yaitu se-besar 0,0019, berarti bahwa rerata beban bu nga meningkat relatif kecil yaitu sebesar 1,9% dibandingkan dengan tahun sebelum-nya. Nilai standar deviasi sebesar 0,1698 (lebih besar dari nilai rerata) menunjukkan

Kategori Dummy Jumlah Presentase (%)DCONi Menerapkan Konsv 1 490 39,52DCONi Tidak menerapkan 0 750 60,48

Total 1240 100


Tabel 2. Distribusi Dummy Konservatisme


bahwa data cukup bervariasi. Nilai mini-mum perubahan beban bunga diperoleh pada perusahaan Alumindo Light Metal In-dustry Tbk yaitu sebesar -0,7549. Nilai ini menunjukkan bahwa perusahaan memiliki nilai beban bunga yang lebih rendah dari tahun sebelumnya. Selanjutnya nilai mak-simum sebesar 4.8812 yang diperoleh Mitra International Resources Tbk. Nilai ini berarti perusahaan tersebut memiliki peningkatan beban bunga dari tahun sebelumnya yang lebih besar dari perusahaan sampel yang lain.

Statistik deskriptif variabel perubahan dividen dibagi dengan nilai pasar menunjuk-kan nilai rerata sebesar -0,0003, berarti bah-wa deviden dibayarkan rerata perusahaan pada tahun ini turun 0,03% dibandingkan dengan deviden tahun sebelumnya. Meru-juk angka standar deviasi yaitu 0,1198 yang memiliki nilai lebih besar dari angka rerata, disimpulkan bahwa data bervariasi untuk sampel. Angka sebesar -1,3579 merupakan nilai minimum dibukukan oleh perusahaan Sepatu Bata Tbk yang menunjukkan bahwa perusahaan tersebut menghasilkan selisih dividen negatif. Artinya dividen yang diba-yarkan perusahaan tersebut lebih rendah dari dividen yang dibayarkan tahun sebe-lumnya. Nilai maksimum variabel sebesar 3,474590 diperoleh perusahaan Multipolar Tbk. Nilai ini berarti perusahaan memiliki selisih dividen yang dibayarkan paling besar daripada perusahaan sampel lainnya.

Variabel net cash flow financing dibagi dengan nilai pasar mempunyai rerata se-besar 0,0654 menunjukkan bahwa rerata perusahaan mendapatkan net cash flow fi-nancing sebesar 6,54 %. Nilai positif menun-jukkan bahwa utang dan/atau modal peru-sahaan meningkat. Angka standar deviasi sebesar 0,4914 (lebih besar daripada nilai rerata) menunjukkan selama periode peng-amatan adanya variasi. Nilai minimum ter-dapat pada Rimau Multi Putra Pratama se-besar -2,8666. Arah negatif menunjukkan bahwa perusahaan lebih banyak menge-luarkan kas untuk membayar utang dan/atau menarik sahamnya kembali daripada kas masuk dari berutang atau menambah mo dal. Nilai maksimum sebesar 7,9510 di-bukukan oleh perusahaan Alumindo Light Metal Industry Tbk. Ini menunjukkan bah-wa perusahaan lebih banyak mendapatkan kas dengan menambah utang dan/atau per-

modalannya daripada mengeluarkan kas untuk membayar utang dan/atau menarik kembali sahamnya.

Variabel laba bersih operasi dibagi de-ngan nilai pasar memiliki angka rerata sebe-sar 0,4175. Nilai positif berarti laba bersih operasi rerata sampel meningkat. Apabila dibandingkan dengan nilai standar devia-si sebesar 0,6360 disimpulkan bahwa data cukup beraviasi. Hal ini ditunjukkan de-ngan nilai standar deviasi yang lebih besar dari rerata sampel. Nilai minimum sebesar -1,9171 yang didapati pada perusahaan Arpeni Pratama Ocean Line, Tbk., mengin-dikasikan bahwa perusahaan mengalami kerugian yang disebabkan oleh nilai beban pokok pendapatan perusahaan lebih besar dari pendapatan yang diterima perusahaan sehingga nilai laba menjadi negatif. Nilai maksimum sebesar 7,5761 didapati pada perusahaan sampel Tira Austenite Tbk. Nilai yang positif berarti perusahaan mengalami keuntungan lebih tinggi dibanding dengan tahun sebelumnya. Hal ini ditunjukkan de-ngan nilai pendapatan yang diperoleh peru-sahaan lebih tinggi dibanding dengan nilai beban pokok pendapatan perusahaan.

Nilai rerata sebesar 0,2169 dihasilkan dari variabel kontrol total kas ditambah in-vestasi jangka pendek dibagi dengan nilai pasar. Angka ini mengindikasikan bahwa re-rata jumlah kas dan investasi jangka pendek perusahaan sampel sebesar 21,69%. Data untuk variabel ini bervariasi. Hal ini disim-pulkan dari besaran standar deviasi sebesar 0,4758, yang lebih besar dari nilai rerata sampel untuk variabel ini.

Nilai minimum adalah 0,0000 didapati pada perusahaan Inti Kapuas Arowana Tbk. Tentunya hal ini mengindikasikan perusa-haan tidak mengalami penurunan nilai kas dan nilai investasi jangka pendek, sehingga jumlah nilai kas dan investasi jangka pendek tetap. Nilai maksimum sebesar 6,4680 didapati pada perusahaan sampel Langgeng Industri Makmur, Tbk yang mengindikasikan bahwa perusahaan mengalami pe ningkatan jumlah nilai kas dan nilai investasi jangka pendek dibanding dengan tahun-tahun se-belumnya.

Variabel leverage menunjukkan sol-vabilitas perusahaan. Solvabilitas yang rendah ditunjukkan dengan rasio leverage yang tinggi dan sebaliknya tingkat rasio rendah menggambarkan solvabilitas peru-


sahaan yang semakin tinggi sehubungan dengan pelunasan seluruh kewajiban jang-ka panjangnya. Nilai rerata sebesar 0.5488 menunjukkan bahwa rerata perusahaan memiliki kemampuan menutupi/melunasi utang dengan asetnya sebesar 54,88%.

Data variabel leverage dalam penelitian ini bervariasi. Hal ini tercermin pada nilai standar deviasi yaitu sebesar 0,8403 yang lebih besar dari nilai rerata sebesar 0,5488. Nilai minimum sebesar 0,0002 diperoleh PT. Indoritel Makmur Internasional, Tbk., yang artinya solvabilitas perusahaan cukup baik. Nilai maksimum variabel sebesar 16,6616 diperoleh perusahaan Primarindo Asia Infra-structure, Tbk. Artinya, perusahaan diragu-kan melunasi utangnya.

Rerata perubahan saldo kas dikali de-ngan laba operasi dibagi dengan nilai pasar, adalah sebesar 0,0212. Data ini bervariasi. Hal ini ditelaah dari angka standar deviasi sebesar 0,3382 (lebih besar dari rerata sam-pel). Nilai minimum dari perusahaan sam-pel adalah -3,4697 yang didapati pada PT Centratama Telekomunikasi Indonesia, Tbk. Nilai ini mengindikasikan bahwa perusahaan memiliki nilai negatif terendah. Perusahaan Gowa Makassar Tourism Development, Tbk memperoleh nilai maksimum untuk interak-si variabel ini yaitu sebesar 5,5908. Hal ini mengindikasikan bahwa perusahaan memi-liki nilai perubahan saldo kas dikali dengan laba operasi dibagi dengan nilai pasar yang positif tertinggi.

Nilai rerata perubahan saldo kas dika-li jumlah kas dan investasi jangka pendek dibagi dengan nilai pasar adalah sebesar 0,3388. Apabila dibandingkan dengan ang-ka standar deviasi sebesar 0,5181 mengin-dikasikan bahwa data interaksi variabel ini

bervariasi. Hal ini ditunjukkan oleh angka standar deviasi lebih besar dari rerata pe-rusahaan sampel. PT Centratama Teleko-munikasi Indonesia Tbk memperoleh nilai minimum di antara perusahaan sampel yaitu sebesar -4,1566. Nilai negatif ini di-peroleh dari perubahan saldo kas nega tif atau investasi jangka pendek dibagi nilai pasar memiliki nilai negatif. Sementara itu, nilai maksimum sebesar 12,4028 pada pe-rusahaan Gowa Makassar Tourism Develop-ment Tbk., mengindikasikan bahwa peru-sahaan memiliki nilai perubahan saldo kas yang dikali jumlah kas dan investasi jangka pendek dibagi dengan nilai pasar yang tinggi menunjukkan nilai positif. Nilai positif bias diperoleh dari nilai perubahan saldo kas dan kas yang ditambah investasi jangka pendek yang sama-sama positif.

Nilai rerata perubahan saldo kas dika-li dengan leverage adalah sebesar 0,0084. Data hasil perkalian variabel perubahan sal-do kas dengan leverage bervariasi. Hal ini tercermin dari angka standar deviasi sebe-sar 0,1148 yang lebih besar dari nilai rera-ta sampel. Nilai minimum dari perusahaan sampel adalah -0,9058 yang didapati pada perusahaan Kokoh Inti Arebama, Tbk yang mengindikasikan bahwa perusahaan memi-liki nilai negatif terendah. Nilai maksimum sebesar 2,1661 didapati pada perusahaan sampel Gowa Makassar Tourism Develop-ment Tbk. Nilai ini mengindikasikan bahwa perusahaan memiliki nilai perubahan saldo kas dikali dengan leverage yang tinggi de-ngan nilai positif.

Pengujian regresi berganda. Fokus pe-nelitian ini adalah reaksi investor berkenaan dengan penerapan konservatisme akuntansi pada laba rugi dengan indeks Q-Score. Pene-

SimbolVariabel

Tahap 1 Tahap 2 Tahap 3 Tahap 4Koefisien P value Koefisien P value Koefisien P value Koefisien P value

Costant 0,000 0,096 0,000 0,054 0,000 0,068 0,00 0,060LAGCi -0,002 0,000 -0,001 0,001 -0,002 0,000 -0,001 0,000ΔCi*DCONi -0,003 0,016 -0,005 0,001 -0,005 0,001ΔCi*LAGEi 0,002 0,010 0,002 0,012

ΔIi -0,002 0,027Adj. R2 0,014 0,018 0,023 0,026F-test 16,973 11,446 9,894 8,671Signifikansi 0,000 0,000 0,000 0,000

Tabel 3. Hasil Analisis Regresi Berganda


litian ini juga menginvestigasi reaksi investor atas perubahan kas dan efek konservatisme akuntansi terhadap reaksi tersebut. Hasil pengujian menggunakan alat analisis regresi berganda dengan metode stepwise disajikan pada Tabel 3. Analisis dengan metode step-wise memberikan empat tahap (tahap) re-gresi dengan nilai F yang signifikan menun-jukkan bahwa model yang diusulkan sudah layak. Model terbaik dari empat tahap regre-si yang dihasilkan regresi stepwise ditentu-kan berdasarkan adjusted R2 yang terbesar, yaitu model pada tahap 4 yang memiliki nilai R2 sebesar 0,026 (2,6%).

Tabel 3 menggambarkan hasil analisis regresi stepwise pada tahap 1 di mana kon-servatisme pada laporan laba rugi diproksi dengan Q-Score tidak masuk sebagai vari-abel yang mempengaruhi abnormal return (reaksi pasar). Namun, interaksi perubahan kas dengan konservatisme akuntansi kate-gori tinggi (dummy konservatisme) masuk tahap 2. Hasil ini disimpulkan bahwa pe-ngaruh konservatiseme akuntansi terha-dap reaksi investor sehubungan perubahan kas terbukti pada interaksi perubahan kas dengan konservatisme akuntansi kategori tinggi (dummy konservatisme). Interaksi pe-rubahan kas dengan dummy konservatisme (ΔCi*DCON) terbukti berpengaruh negatif terhadap reaksi pasar mulai dari tahap 2 hasil regresi dengan metode stepwise. Pada tahap akhir (tahap 4) ada empat variabel yang signifikan mempengaruhi reaksi pasar (ABRETi) yaitu variabel LAGCi (investasi jangka pendek), ΔCi*DCONi (interaksi peru-bahan kas dengan dummy konservatisme akuntansi), ΔCi*LAGE (interaksi perubahan kas dengan laba bersih dikurangi keuntung-an dan kerugian penjualan aset), dan ΔIi (perubahan beban bunga). Model persamaan matematis hasil regresi stepwise tahap 4 di-susun sebagaimana berikut ini.

ABRETi = 0,00 – 0,001LAGC i – 0,005ΔCi*DCON i + 0,002ΔCi*LAGE i – 0,002ΔI i + ε i

Pengaruh konservatisme akuntansi ter-hadap reaksi investor sehubungan dengan perubahan kas. Dengan menggunakan mo-del Q-Score diperoleh hasil bahwa interaksi perubahan kas dengan konservatisme akun-tansi berpengaruh negatif terhadap reaksi investor. Hasil menunjukkan bahwa konse-vatisme akuntansi yang tinggi pada laporan laba rugi akan efektif pada sikap pemegang saham terhadap perubahan saldo kas dan

menstimulus reaksi yang tidak diinginkan terhadap perubahan tersebut. Adapun peru-bahan kas yang tidak masuk ke dalam mo-del regresi menunjukkan bahwa pemegang saham tidak bereaksi tehadap perubahan ini. Perubahan kas akan berpengaruh nega-tif signifikan pada koservatisme yang tinggi.

Variabel yang mempengaruhi reaksi pasar hasil analisis regresi stepwise adalah total kas ditambah investasi jangka pendek, interaksi perubahan kas dengan laba bersih, dan perubahan beban bunga. Hasil pengu-jian menunjukkan pengaruh negatif sig-nifikan total kas ditambah investasi jangka pendek terhadap abnormal return. Temuan ini mengindikasikan reaksi investor dan pelaku pasar modal terhadap aset paling lancar dalam perusahaan (kas ditambah in-vestasi jangka pendek). Hal ini berarti bah-wa investor mempertimbangkan informasi kas dan investasi jangka pendek yang diska-lakan dengan nilai pasar awal periode dalam keputusannya

Hasil juga menunjukkan bahwa inves-tor bereaksi positif terhadap interaksi pe-rubahan kas dengan laba bersih sebelum keuntungan/kerugian penjualan aset tetap. Hal ini mengindikasikan bahwa dalam peng-ambilan keputusan, ketika ada perubahan kas dalam laporan tahunannya, investor mempertimbangkan informasi laba bersih sebelum keuntungan/kerugian penjualan aset tetap. Reaksi investor negatif terhadap perubahan bunga. Dalam hal ini peningkat-an bunga ditanggapi investor sebagai berita buruk dan dari sudut pandang investor bu-nga merupakan sesuatu yang tidak diingin-kan.

Regresi stepwise pada penelitian ini menghasilkan variabel yang berbeda dengan variabel yang muncul pada penelitian Ber-tin & Moya (2013) dan Lopatta, Canitz, & Fieberg (2016). Hasil studi kedua penelitian tersebut menghasilkan interaksi perubahan kas de ngan konservatisme bernilai nega-tif, perubah an laba bersih operasi dengan nilai positif, perubahan noncash asset ber-nilai negatif, dan laba bersih operasi positif pada persamaan regresi stepwise-nya. Per-bedaannnya, konservatisme pada penelitian ini adalah konservatisme sebagai variabel kategorikal (dummy), sedangkan pada kedua penelitian tersebut adalah kecenderungan/peningkatan nilai konservatisme. Hal ini dapat disebabkan oleh penerapan IFRS di Chili bersifat voluntary, sedangkan SAK di China dan Indonesia telah mengadopsi IFRS,


di mana pasar (investor) di Indonesia bereak-si ketika pelaporan sangat konservatif.

Teori yang mendasari reaksi pasar ada-lah teori sinyal (signaling theory). Konserva-tisme akuntansi akan memberikan sinyal buruk atau baik tentang operasional perusa-haan (Bens, Monahan, & Steele, 2018; Lau-rion & Patatoukas, 2016). Hasil studi ini menunjukkan bahwa investor menginter-pretasikan penerapan konservatisme saat perubahan saldo kas sebagai berita buruk. Bila ditinjau dari persfektif teori keagenan keberadaan konservatisme akuntansi dapat dipertimbangkan sebagai penghalang motif mencari keuntungan manajer dan dapat di-gunakan sebagai mekanisme pengawasan. Hal ini karena seperti yang dikemukan oleh Callen, Chen, Dou, & Xin (2016) dan Hsu, Novoselov, & Wang (2017) ketika arus kas bebas perusahaan meningkat, konflik ke-agenan akan meningkat. Manajer (sebagai agen) mengutamakan kepentingan dan manfaat pribadi dengan mengorbankan pe-megang saham (sebagai prinsipal). Manfaat memegang uang tunai bagi manajer lebih tinggi daripada untuk pemegang saham, yang menyebabkan kelebihan uang tunai di perusahaan yang meningkatkan arus kas bebas. Dalam kondisi seperti itu ma-najer membuat keputusan tentang peng-gunaan sumber daya ini dan meningkat-kan motif manajer untuk menyampaikan laporan keuang an yang salah. Hasil ini se-jalan de ngan simpul an Kravet (2014) yang menyebutkan bahwa konservatiseme kondi-sional (laba-rugi) mengurangi asimetri in-formasi. Demikian juga penelitian Ahmed & Hussainey (2017) dan Majeed, Zhang, & Wang (2017) konsisten dengan gagasan bah-wa konservatisme kondisional menghambat insentif dan kemampuan manajer untuk melebih-lebihkan kinerja dan menyembu-nyikan berita buruk dari investor yang pada akhirnya me ngurang i risiko kehancuran harga saham. Selanjut nya Zhong & Li (2017) menyebutkan bahwa konservatisme akun-tansi adalah penting dan tidak dapat dike-cualikan dari standar. Penelitian Samuel dan Juliarto (2015) di Indonesia menghasil-kan hal yang senada.

Jika melihat hasil penelitian ini, re-gulator dan pelaku pasar baiknya memper-timbangkan konservatisme akuntansi yang diisyaratkan dalam pelaporan keuangan pe-rusahaan. Adapun pihak pembuat kebijak-an akuntansi perlu memperhatikan bahwa konservatisme akuntansi tidak dapat ditia-

dakan dalam pembuatan standar, khusus-nya jika dikaitkan dengan penerapan nilai wajar. Pada kondisi terjadi perubahan, da-lam penelitian ini adalah perubahan akun kas. Pe nerapan konservatisme yang tinggi cenderung menyebabkan adanya tanda bagi pengguna laporan keuangan.

SIMPULANHasil pengujian menunjukkan bahwa

perusahaan dengan konservatisme akun-tansi tinggi memberikan efek negatif pada reaksi pasar modal terhadap perubahan kas. Konservatisme sendiri tidak berpengaruh pada reaksi pasar. Konsevatisme akuntan-si tinggi akan efektif pada sikap pemegang saham terhadap perubahan saldo kas dan menstimulus reaksi yang tidak diinginkan terhadap perubahan tersebut. Ketidakpas-tian informasi yang dikhawatirkan investor sehubungan dengan perilaku opurnistik manajemen disebabkan oleh perubahan kas dan penerapan konservatisme yang tinggi. Hal ini menjadi berita buruk bagi investor dan menyebabkan abnormal return akan turun.

Penelitian ini juga menunjukkan bahwa investor masih mempetimbangkan konserva-tisme yang tinggi dalam pengambilan kepu-tusan khususnya ketika terjadi perubah-an kas. Hal ini tidak dapat diabaikan oleh re gulator dan pembuat standar akuntansi khususnya dikaitkan dengan penerapan nilai wajar, dan pada kondisi ketidakpastian konservatisme menjadi suatu konvensi infor-masi keuangan penting bagi akuntansi dan pengguna laporan keuangan jika dikaitkan dengan kontrak efisien dan litigasi pemegang saham yang pada akhirnya dapat menjadi pertimbangan dalam regulasi perpajakan. Di samping konservatisme akuntansi, inves-tor menunjukkan reaksi yang tidak diingin-kan terkait dengan kas ditambah investasi jangka pendek dan perubahan beban bu nga. Sementara itu, interaksi perubahan kas de-ngan laba bersih dikurangi keuntungan dan kerugian penjualan aset tetap ditanggapi sebagai berita baik. Hal ini mengisyarat-kan perusahaan untuk berhati-hati sehu-bungan dengan kebijakan investasi jangka pendek dan utang yang berkontribusi pada perubahan bunga. Selain itu, perusahaan perlu memperhatikan laba bersih di luar keuntung an dan kerugian penjualan aset tetap ketika adanya perubahan kas.

Hasil penelitian ini memiliki nilai peng-ujian yang rendah sehingga masih banyak


variabel lain yang berpengaruh terhadap reaksi pasar (abnormal return). Selain nilai pengujian rendah, konservastisme akun-tansi dalam penelitian ini tidak dapat di-generalisasikan pada konservatisme di ne-raca (ex-ante conservatism). Saran untuk periset berikutnya adalah mempertimbang-kan proksi yang berbeda untuk reaksi pasar dan konservatisme akuntansi. Sehubungan perlakuan nilai wajar sebagaimana yang di-syaratkan Standar Akuntansi Keuangan, perlu dikaji implikasinya sehubungan de-ngan mekanisme pengawasan terkait de-ngan apa yang disampaikan dalam persfektif teori keagenan.

DAFTAR RUJUKANAhmed, A., & Hussainey, K. (2017). Is Egyp-

tian Corporate Financial Reporting Beco ming More Conservative? Jour-nal of Financial Reporting and Ac-counting, 15(3), 333-346. https://doi.org/10.1108/JFRA-06-2016-0049

Amran, N. A., & Manaf, K. B. A. (2014). Board Independence and Accounting Conservatism in Malaysian Compa-nies. Procedia - Social and Behavioral Sciences, 164, 403-408. https://doi.org/10.1016/j.sbspro.2014.11.095

Badenhorst, W. M. (2013). The Relationship between Conservatism in Financial Reporting and Subsequent Equity Re-turns. South African Journal of Account-ing Research, 27(1), 125-142. https://doi.org/10.1080/10291954.2013.11435173

Barker, R., & McGeachin, A. (2013). Why is There Inconsistency in Accounting for Liabilities in IFRS? An Analysis of Re-cognition, Measurement, Estimation and Conservatism. Accounting and Business Research, 43(6), 579-604. https://doi.org/10.1080/00014788.2013.834811

Bens, D. A., Monahan, S. J., & Steele, L. B. (2018). The Effect of Aggregation of Ac-counting Information via Segment Re-porting on Accounting Conservatism. European Accounting Review, 27(2), 237-262. https://doi.org/10.1080/09638180.2016.1260488

Bertin, M. J., & Moya, J. T. A. (2013). The Ef-fect of Mandatory IFRS Adoption on Accounting Conservatism of Report-ed Earnings: Evidence from Chilean Firms. Academia Revista Latinoameri-

cana de Administración, 26(1), 139-169. https://doi.org/10.1108/ARLA-05-2013-0043

Billings, B. K., Moon, J. R., & Morton, R. M. (2018) Lagged Earnings Asymmetry in a Firm-Year Measure of Account-ing Conservatism. Journal of Financial Reporting, 3(1), 23-44. https://doi.org/10.2308/jfir52239

Bova, F. (2015). Discussion of Product Mar-ket Competition, Legal Institutions, and Accounting Conservatism. Journal of In-ternational Accounting Research, 14(2), 41-43. https://doi.org/10.2308/jiar-10469

Callen, J. L., Chen, F., Dou, Y., & Xin, B. (2016). Accounting Conservatism and Performance Covenants: A Signaling Approach. Contemporary Accounting Research, 33(3), 961-988. https://doi.org/10.1111/1911-3846.12208

Chen, L. H., Folsom, D. M., Paek, W., & Sami, H. (2014) Accounting Conservatism, Earnings Persistence, and Pricing Mul-tiples on Earnings. Accounting Hori-zons, 28(2), 233-260. https://doi.org/10.2308/acch-50664

Collins, D. W., Hribar, P., & Tian, X. S. (2014). Cash Flow Asymmetry: Causes and Im-plications for Conditional Conservatism Research. Journal of Accounting and Economics, 58(2), 173-200. https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2014.08.010

Crawley, M. J. (2015). Macroeconomic Con-sequences of Accounting: The Effect of Accounting Conservatism on Ma-croeconomic Indicators and the Money Supply. The Accounting Review, 90(3), 987-1011. https://doi.org/10.2308/accr-50998

Dutta, S., & Patatoukas, P. N. (2017). Identi-fying Conditional Conservatism in Fi-nancial Accounting Data: Theory and Evidence. The Accounting Review, 92(4), 191-216. https://doi.org/10.2308/accr-51640

Espinosa, C., Maquieira, C., Diaz, F., & Abar-ca, A. (2015). Adoption of IFRS in an Emerging Market: the Chilean Case. Aca demia Revista Latinoamericana de Administración, 28(4), 442-460. https://doi.org/10.1108/ARLA-11-2014-0191

Glöckner, A. (2016). New Development: The Protective Role of Conservatism in Pu-blic Sector Accounting. Public Money & Management, 36(7), 527-530. https://


doi.org/10.1080/09540962.2016.1237161

Glover, J. C., & Lin, H. H. (2018). Accounting Conservatism and Incentives: Intertem-poral Considerations. The Accounting Review, 93(6), 181-201. https://doi.org/10.2308/accr-52107

Gong, G., & Luo, S. (2018). Lenders’ Experi-ence with Borrowers’ Major Customers and the Debt Contracting Demand for Accounting Conservatism. The Account-ing Review, 93(5), 187-222. https://doi.org/10.2308/accr-52022

Hsu, C., Novoselov, K. E., & Wang, R. (2017). Does Accounting Conservatism Mitigate the Shortcomings of CEO Overconfi-dence? The Accounting Review, 92(6), 77-101. https://doi.org/10.2308/accr-51718

Jin, Z., Lin, B., Yang, X., & Zhang, T. (2018). Accounting Conservatism and Short Selling: Evidence from China. Journal of Business Finance and Accounting, 45(3), 352-394. https://doi.org/10.1111/jbfa.12302

Joshi, M., Yapa, P., & Kraal, D. (2016). IFRS Adoption in ASEAN Countries: Per-ceptions of Professional Accountants from Singapore, Malaysia and Indone-sia. International Journal of Managerial Finance, 12(2), 211-240. https://doi.org/10.1108/IJMF-04-2014-0040

Kartika, I., Subroto, B., & Prihatiningtyas, Y. (2016). Analisa Kepemilikan Ter-konsentrasi dan Asimetri Informasi terhadap Konservatisme Akuntansi. Jurnal Akuntansi Multiparadigma, 6(3), 504-511. https://doi.org/10.18202/ja-mal.2015.12.6040

Kim, J. B., & Zhang, L. (2016). Accounting Conservatism and Stock Price Crash Risk: Firm-level Evidence. Contempo-rary Accounting Research, 33(1), 412–441. https://doi.org/10.1111/1911-3846.12112

Kim, Y., Li, S., Pan, C., & Zuo, L. (2013). The Role of Accounting Conservatism in the Equity Market: Evidence from Sea-soned Equity Offerings. Accounting Re-view, 88(4), 1327–1356. https://doi.org/10.2308/accr-50420

Khurana, I. K., & Wang, C. (2015). Debt Maturity Structure and Accounting Conservatism. Journal of Business Fi-

nance & Accounting, 42(1), 167-203. https://doi.org/10.1111/jbfa.12104

Kousenidis, D. V., Ladas, A. C., & Negakis, C. I. (2014). Accounting Conservatism Quality of Accounting Information and Crash Risk of Stock Prices. The Journal of Economic Asymmetries, 11, 120-137. https://doi.org/10.1016/j.jeca.2014.09.001

Kravet, T. D. (2014). Accounting Conserva-tism and Managerial Risk-Taking: Corporate Acquisitions. Journal of Ac-counting and Economics, 57(2), 218-240. https://doi.org/10.1016/j.jacce-co.2014.04.003

Krismiaji, Aryani, Y., & Suhardjanto, D. (2016). International Financial Report-ing Standards, Board Governance, and Accounting Quality: A Preliminary In-donesian Evidence. Asian Review of Ac-counting, 24(4), 474-497. https://doi.org/10.1108/ARA-06-2014-0064

Laurion, H., & Patatoukas, P. N. (2016). From Micro to Macro: Does Conditional Conservatism Aggregate Up in the Na-tional Income and Product Accounts? Journal of Financial Reporting, 1(2), 21-45. https://doi.org/10.2308/jfir51619

Leventis, S., Dimitropoulos, P., & Owusu-An-sah, S. (2013). Corporate Governance and Accounting Conservatism. Cor-porate Governance: An International Review, 21(3), 264-286. https://doi.org/10.1111/corg.12015

Lin, F., Wu, C. M., Fang, T. Z., & Wun, J. C. (2014). The Relations among Ac-counting Conservatism, Institu-tional Investors and Earnings Ma-nipulation. Economic Modelling, 37, 164-174. https://doi.org/10.1016/j.econmod.2013.10.020

Lopatta, K., Canitz, F., & Fieberg, C. (2016). Is There a Priced Risk Factor Associat-ed with Conservatism? Journal of Risk Finance, 17(5), 545-561. https://doi.org/10.1108/JRF-05-2016-0065

Louis, H., Sun, A. X., & Urcan, O. (2012). Va -lue of Cash Holdings and Account-ing Conservatism. Contemporary Ac-counting Research, 29(4), 1249–1271. https://doi.org/10.1111/j.1911-3846.2011.01149.x

Majeed, M., Zhang, X., & Wang, Z. (2017). Product Market Competition, Regulato-


ry Changes, Ownership Structure and Accounting Conservatism: Evidence from China. Chinese Management Studies, 11(4), 658-688. https://doi.org/10.1108/CMS-12-2016-0248

Maradona, A. F., & Chand, P. (2018). The Pathway of Transition to International Financial Reporting Standards (IFRS) in Developing Countries: Evidence from Indonesia. Journal of International Ac-counting, Auditing and Taxation, 30, 57-68. https://doi.org/10.1016/j.intac-caudtax.2017.12.005

Marzuki, M. M., & Wahab, E. A. A. (2016). Institutional Factors and Conditional Conservatism in Malaysia: Does Inter-national Financial Reporting Standards Convergence Matter? Journal of Contem-porary Accounting & Economics, 12(3), 191-209. https://doi.org/10.1016/j.jcae.2016.09.004

Mohammed, N., Ahmed, K., & Ji, X. (2017). Accounting Conservatism, Corporate Governance and Political Connections. Asian Review of Accounting, 25(2), 288-318. https://doi.org/10.1108/ARA-04-2016-0041

Mora, A., & Walker, M. (2015). The Impli-cations of Research on Accounting Con-servatism for Accounting Standard Set-ting. Accounting and Business Research, 45(5), 620-650. https://doi.org/10.1080/00014788.2015.1048770

Nasr, M., & Ntim, C. (2018). Corporate Gover nance Mechanisms and Account-ing Conservatism: Evidence from Egypt. Corporate Governance, 18(3), 386-407. https://doi.org/10.1108/CG-05-2017-0108

Oler, M. (2014). Accounting Standard’s Ef-fectiveness on Equity Overstatement – Conservatism when It Matters. Re-search in Accounting Regulation, 26(1), 75-82. https://doi.org/10.1016/j.ra-creg.2014.02.007

Pan, X. (2017). Accounting Conservatism, Bank Lending and Firm Investment: Evidence from a Quasi-Experiment of China’s Stimulus Package. Pacific-Ba-sin Finance Journal, 44, 64-79. https://doi.org/10.1016/j.pacfin.2017.06.004

Rahman, A., & Fitriasari, R. (2012). Pengaruh Masalah Keagenan Aliran Kas Bebas dan Komisaris Independen terhadap

Relevansi Nilai Informasi Akuntansi. Jurnal Akuntansi Multiparadigma, 3(1), 25-34. https://doi.org/10.18202/ja-mal.2012.04.7141

Ruch, G. W., & Taylor, G. (2015). Account-ing Conservatism: A Review of the Lite-rature. Journal of Accounting Literature, 34, 17-38. https://doi.org/10.1016/j.acclit.2015.02.001

Rusydi, M., Utama, S., & Djakman, C. (2017). Pajak dan Konservatisme Akuntansi. Jurnal Akuntansi Multipa-radigma, 8(1), 216-226. https://doi.org/10.18202/jamal.2017.04.7050

Salama, F., & Putnam, K. (2015). Accounting Conservatism, Capital Structure, and Global Diversification. Pacific Account-ing Review, 27(1), 119-138. https://doi.org/10.1108/PAR-07-2013-0067

Schrand, C. (2014). Discussion of Cash Flow Asymmetry: Causes and Implications for Conditional Conservatism Re-search. Journal of Accounting and Eco-nomics, 58(2), 201-207. https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2014.09.003

Thijssen, M. W. P., & Iatridis, G. E. (2016). Conditional Conservatism and Va-lue Relevance of Financial Reporting: A Study in View of Converging Ac-counting Standards. Journal of Mul-tinational Financial Management, 37, 48-70. https://doi.org/10.1016/j.mul-fin.2016.10.001

Wulandari, T. R., & Adiwati, A. K. (2015). Perubahan Relevansi Nilai Informasi Akuntansi setelah Adopsi IFRS. Jur-nal Akuntansi Multiparadigma, 6(3), 412-420. https://doi.org/10.18202/jamal.2015.12.6033

Xie, Y. (2015). Confusion over Accounting Conservatism: A Critical Review. Austra-lian Accounting Review, 25(2), 204-216. https://doi.org/10.1111/auar.12061

Zhao, G., Liang, S., & Wang, Y. (2014). Ac-counting Conservatism, and Bank Loan Contracts: Evidence from China. China Journal of Accounting Studies, 2(3), 200-227. https://doi.org/10.1080/21697213.2014.945131

Zhong, Y., & Li, W. (2017). Accounting Con-servatism: A Literature Review. Austra-lian Accounting Review, 27(2), 195–213. https://doi.org/10.1111/auar.12107

Documents

EFEK NEGATIF KONSERVATISME TERHADAP REAKSI PASAR