Analisis Data
Statistika Deskriptif RPT
Berikut adalah statistika deskriptif nilai rata-rata perusahaan non-keuangan yang IPO dari tahun 2007 sampai tahun 2011 untuk memberikan gambaran perubahan related party
Tabel 4. Statistika Deskriptif RPT
Tahun IPO = 0 -1 0 1 Diff0 Diff1
Piutang kepada Related Party (rata-rata dalam ribuan Rupiah) 145,432,931 153,807,381 171,188,424 *Presentase terhadap Total Aset 3.066% 2.166% 2.082% -0.90% -0.08% Piutang kepada Non-Related Party 253,491,504 363,296,108 470,369,841 8.804% 8.307% 8.285% -0.50% -0.02% Hutang dari Related Party 100,622,058 130,195,406 151,210,223 *Presentase terhadap Total Liabilitas 3.303% 3.137% 3.003% -0.17% -0.13% Piutang lain-lain 15,914,787 22,005,910 18,917,754 1.177% 0.876% 0.782% -0.30% -0.09% Hutang lain-lain 37,882,211 22,161,949 24,837,152 1.412% 0.652% 0.664% -0.76% 0.01% Selisih Piutang dan Hutang
lain-lain (21,967,424) (156,039) (5,919,398)
-0.236% 0.224% 0.119% 0.46% -0.11%
Keterangan Tabel: Diff0 = Perbandingan persentase antara tahun IPO dengan tahun
sebelum
IPO; Diff1 = Perbandingan persentase antara tahun setelah IPO dengan tahun IPO Sumber : Data Sekunder Diolah, 2014
Berdasarkan Tabel 4, terlihat RPT Piutang maupun NRPT Piutang perusahaan di Indonesia mengalami penurunan pada periode sebelum IPO (Diff0) dan mengalami penurunan lagi pada periode setelah IPO (Diff1). Hal ini sesuai dengan hasil penelitian yang dilakukan oleh Guing dan Aria (2011) di Indonesia dimana Diff0 dan Diff1 juga mengalami
penurunan. Namun, hal ini bertentangan dengan hasil penelitian di Cina yang dilakukan oleh Aharony et al. (2010) menunjukkan terjadinya peningkatan pada Diff0 sebagai pertanda peningkatan laba perusahaan. Tetapi, pada Diff1 di Cina juga mengalami penurunan yang mungkin terjadinya peningkatan laba pada Diff0 karena indikasi terjadinya manajemen laba.
Terjadi perbedaan juga dalam RPT Hutang yang dapat dilihat pada Diff0 dan Diff1, rata-rata perusahaan Indonesia mengalami penurunan jumlah hutang karena terjadi penurunan pembelian, sedangkan di Cina dalam penelitian Aharony et al. (2010) yang terjadi adalah peningkatan jumlah pembelian pada Diff 0 dan Diff1. Peningkatan jumlah pembelian di Cina disebabkan karena pada saat IPO, banyak perusahaan membebankan Harga Pokok Penjualan (HPP) yang lebih rendah sehingga dapat meningkatkan laba. Hal ini menyebabkan peningkatan jumlah pembelian pada tahun setelah IPO.
Selisih Piutang dan Hutang lain-lain, yang menunjukkan nilai negatif pada periode sekitar IPO, yang artinya lebih tinggi hutang dibanding piutang kepada pihak berelasi. Namun pada periode setelah IPO (Diff1) nilai ini semakin mengecil, yang dapat diartikan bahwa pinjaman yang diberikan kepada pihak berelasi semakin meningkat. Hal ini sudah dapat dijadikan indikasi awal terjadinya tunneling berupa pengalihan dana IPO dalam bentuk pemberian pinjaman kepada pihak berelasi yang meningkat pada periode setelah IPO. Sejalan dengan penelitian Aharony et al. (2010) di Cina dan Guing dan Aria (2011) di Indonesia, selisih Piutang dan Hutang lain-lain cenderung meningkat setiap tahunnya yang menunjukkan terjadinya pemberian pinjaman dari perusahaan yang IPO kepada pihak berelasi, dalam hal ini pemegang saham pengendali.
Statistika Deskriptif Variabel
Uji statistika deskriptif digunakan untuk memberikan gambaran umum atau karakteristik data yang digunakan dalam penelitian ini. Deskripsi suatu data dapat dilihat dari nilai rata – rata (mean), standar deviasi, nilai maksimum dan minimum.
Pengujian statistika deskriptif variabel ROAt=0 memiliki nilai minimum 0,09% yang dimiliki oleh PT. Visi Media Asia Tbk dan nilai maksimum 20,88% yang dimiliki oleh PT. Bukit Uluwatu Villa Tbk.Rata-rata ROA pada periode tahun IPO (ROAi,t=0) adalah sebesar 6,7322%. Nilai rata-rata menunjukkan ROA positif berarti bahwa perusahaan-perusahaan sampel cenderung memiliki laba positif pada laporan keuangan pada saat IPO. Nilai standar deviasi sebesar 5,52498 lebih kecil dari nilai rata-rata, dengan demikian data ROAi,t=0 dalam penelitian ini penyebarannya merata, artinya perbedaan data satu dengan yang lainnya tidak terlalu tinggi.
Pengujian statistika deskriptif variabel BHRi memiliki nilai minimum -0,03 yang dimiliki oleh PT. Bayan Resources Tbk dan nilai maksimum 0,17 yang dimiliki oleh PT. Jaya Konstruksi Manggala Pratama Tbk.Rata-rata BHRi yang digunakan untuk melihat kinerja saham perusahaan pada periode setelah IPO adalah sebesar 0,0227. Nilai rata-rata menunjukkan BHRi positif berarti bahwa perusahaan-perusahaan sampel cenderung memiliki
return saham yang meningkat setelah IPO. Nilai standar deviasi sebesar 0,04533 lebih besar
dari nilai rata-rata, dengan demikian data BHRi dalam penelitian ini memiliki penyebaran yang tidak merata.
Pengujian statistika deskriptif variabel ∆RPT-Piutangi,t=0 memiliki nilai minimum -8,60 yang dimiliki oleh PT. Visi Media Asia Tbk dan nilai maksimum 3,45 yang dimiliki oleh PT. Bisi International Tbk. Rata-rata perubahan piutang pada pihak-pihak berelasi (∆RPT-Piutangi,t=0) dalam bentuk rasio terhadap total asset adalah sebesar -0,9002. Secara rata-rata ∆RPT-Piutangi,t=0 menunjukkan negatif berarti bahwa terjadi penurunan piutang terhadap pihak-pihak berelasi pada saat menjelang IPO. Nilai standar deviasi sebesar 2,19098 lebih besar dari nilai rata-rata, dengan demikian data ∆RPT-Piutangi,t=0 dalam penelitian ini memiliki penyebaran yang tidak merata.
Pengujian statistika deskriptif variabel ∆RPT-Piutangi,t=1 memiliki nilai minimum -2,05 yang dimiliki oleh PT. Harum Energy Tbk dan nilai maksimum 2,70 yang dimiliki oleh PT. Darma Henwa Tbk. Rata-rata perubahan piutang pada pihak-pihak berelasi (∆RPT -Piutangi,t=1) dalam bentuk rasio terhadap total asset adalah sebesar -0,0848. Secara rata-rata ∆RPT-Piutangi,t=1 menunjukkan negatif berarti bahwa terjadi penurunan piutang terhadap pihak-pihak berelasi pada saat setelah IPO. Nilai standar deviasi sebesar 0,95474 lebih besar dari nilai rata-rata, dengan demikian data ∆RPT-Piutangi,t=1 dalam penelitian ini memiliki penyebaran yang tidak merata.
Pengujian statistika deskriptif variabel ∆RPT-Hutangi,t=0 memiliki nilai minimum -5,33 yang dimiliki oleh PT. Panorama Transportasi Tbk dan nilai maksimum 3,83 yang dimiliki oleh PT. Harum Energy Tbk.Rata-rata perubahan hutang pada pihak-pihak berelasi (∆RPT-Hutangi,t=0) dalam bentuk rasio terhadap total kewajiban adalah sebesar -0,1655. Secara rata-rata ∆RPT-Hutangi,t=0 menunjukkan negatif berarti bahwa terjadi penurunan hutang terhadap pihak-pihak berelasi pada saat menjelang IPO. Nilai standar deviasi sebesar 2,02433 lebih besar dari nilai rata-rata, dengan demikian data ∆RPT-Hutangi,t=0 dalam penelitian ini memiliki penyebaran yang tidak merata.
Pengujian statistika deskriptif variabel ∆RPT-Hutangi,t=1 memiliki nilai minimum -3,13 yang dimiliki oleh PT. Panorama Transportasi Tbk dan nilai maksimum 2,13 yang dimiliki oleh PT. Darma Henwa Tbk. Rata-rata perubahan hutang pada pihak-pihak berelasi (∆RPT-Hutangi,t=1) dalam bentuk rasio terhadap total kewajiban adalah sebesar -0,1340. Secara rata-rata ∆RPT-Hutangi,t=1 menunjukkan negatif berarti bahwa terjadi penurunan hutang terhadap pihak-pihak berelasi pada saat setelah IPO. Nilai standar deviasi sebesar 1,17791 lebih besar dari nilai rata-rata, dengan demikian data ∆RPT-Hutangi,t=1 dalam penelitian ini memiliki penyebaran yang tidak merata.
Pengujian statistika deskriptif variabel ∆NORECi,t= 0 memiliki nilai minimum -3,63 yang dimiliki oleh PT. Wintermar Offshore Marine Tbk dan nilai maksimum 3,30 yang dimiliki oleh PT. Greenwood Sejahtera Tbk. Rata-rata perubahan Net Outstanding
Corporate Loans to year-end Total Assets (∆NORECi,t= 0) yang diproksikan dengan
menggunakan selisih piutang dan hutang lain-lain kepada pihak berelasi terhadap jumlah asset menunjukkan rata-rata sebesar 0,4601. Secara rata-rata ∆NORECi,t= 0 menunjukkan positif berarti bahwa terjadi kenaikan selisih piutang dan hutang lain-lain terhadap pihak-pihak berelasi pada saat menjelang IPO. Nilai standar deviasi sebesar 1,46240 lebih besar dari nilai rata-rata, dengan demikian data ∆NORECi,t= 0 dalam penelitian ini memiliki penyebaran yang tidak merata.
Pengujian statistika deskriptif variabel ∆NORECi,t= 1 memiliki nilai minimum -3,30 yang dimiliki oleh PT. Panorama Transportasi Tbk dan nilai maksimum 2,53 yang dimiliki oleh PT. Megapolitan Developments Tbk.Rata-rata perubahan Net Outstanding Corporate
Loans to year-end Total Assets (∆NORECi,t= 1) yang diproksikan dengan menggunakan
selisih piutang dan hutang lain-lain kepada pihak berelasi terhadap jumlah asset menunjukkan rata-rata sebesar -0,1060. Secara rata-rata ∆NORECi,t= 1 menunjukkan negatif berarti bahwa terjadi penurunan selisih piutang dan hutang lain-lain terhadap pihak-pihak berelasi pada saat setelah IPO. Nilai standar deviasi sebesar 0,968888 lebih besar dari nilai rata-rata, dengan demikian data ∆NORECi,t= 1 dalam penelitian ini memiliki penyebaran yang tidak merata.
Pengujian statistika deskriptif variabel ∆NRPT-Piutangi,t=0 memiliki nilai minimum -6,56 yang dimiliki oleh PT. Indo Tambangraya Megah Tbk dan nilai maksimum 5,84 yang dimiliki oleh PT. Bayan Resources Tbk. Rata-rata perubahan non-piutang pada pihak-pihak berelasi (∆NRPT-Piutangi,t=0) sebagai variable kontrol dalam bentuk rasio terhadap total asset adalah sebesar -0,4973. Secara rata-rata ∆NRPT-Piutangi,t=0 menunjukkan negatif berarti
bahwa terjadi penurunan non-piutang terhadap pihak-pihak berelasi pada saat menjelang IPO. Nilai standar deviasi sebesar 3,24190 lebih besar dari nilai rata-rata, dengan demikian data ∆NRPT-Piutangi,t=0 dalam penelitian ini memiliki penyebaran yang tidak merata.
Pengujian statistika deskriptif variabel ∆NRPT-Piutangi,t=1 memiliki nilai minimum -4,34 yang dimiliki oleh PT. Jaya Konstruksi Manggala Pratama Tbk dan nilai maksimum 4,04 yang dimiliki oleh PT. Harum Energy Tbk.Rata-rata perubahan non-piutang pada pihak-pihak berelasi (∆NRPT-Piutangi,t=1) sebagai variable kontrol dalam bentuk rasio terhadap total asset adalah sebesar -0,0208. Secara rata-rata ∆NRPT-Piutangi,t=1 menunjukkan negatif berarti bahwa terjadi penurunan non-piutang terhadap pihak-pihak berelasi pada saat setelah IPO. Nilai standar deviasi sebesar 2,14971 lebih besar dari nilai rata-rata, dengan demikian data ∆NRPT-Piutangi,t=1 dalam penelitian ini memiliki penyebaran yang tidak merata.
Pengujian statistika deskriptif variabel kontrol DEBTi,t=0 memiliki nilai minimum 0,38 yang dimiliki oleh PT. PP (Persero) Tbk dan nilai maksimum 38,47 yang dimiliki oleh PT. Destinasi Tirta Nusantara Tbk. Variabel kontrol financial leverage (DEBTi,t=0) dalam penelitian ini yang diproksikan dengan menggunakan hutang jangka panjang dibagi dengan total asset perusahaan pada tahun IPO dari seluruh sampel penelitian selama tahun penelitian menunjukkan rata-rata sebesar 12,6616. Nilai standar deviasi sebesar 11,12179 lebih kecil dari nilai rata-rata, dengan demikian data financial leverage dalam penelitian ini penyebarannya merata, artinya perbedaan data satu dengan yang lainnya tidak terlalu tinggi.
Pengujian statistika deskriptif variabel kontrol SIZEi,t=0 memiliki nilai minimum 24,99 yang dimiliki oleh PT. Indika Energy Tbk dan nilai maksimum 30,94 yang dimiliki oleh PT. Harum Energy Tbk.Variabel kontrol ukuran perusahaan (SIZEi,t=0) dalam penelitian ini yang diproksikan dengan menggunakan nilai ekuitas perusahaan dalam bentuk transformasi logaritma natural dari seluruh sampel penelitian selama tahun penelitian menunjukkan rata-rata sebesar 28,5800. Nilai standar deviasi sebesar 1,63972 lebih kecil dari nilai rata-rata,
dengan demikian data ukuran perusahaan dalam penelitian ini penyebarannya merata, artinya perbedaan data satu dengan yang lainnya tidak terlalu tinggi.
Pengujian statistika deskriptif variabel kontrol MARKETi,t=0 memiliki nilai minimum -0,04 yang dimiliki oleh PT. Trada Maritime Tbk dan nilai maksimum 0,03 yang dimiliki oleh PT. Megapolitan Developments Tbk. Variabel kontrol market return (MARKETi,t=0) dalam penelitian ini yang diproksikan dengan menggunakan imbal hasil pasar (IHSG) dalam jangka waktu satu hari sejak tanggal IPO menunjukkan rata-rata sebesar -0,0009. Nilai standar deviasi sebesar 0,01383 lebih besar dari nilai rata-rata, dengan demikian data MARKETi,t=0 dalam penelitian ini memiliki penyebaran yang tidak merata.
Uji Asumsi Klasik Uji Normalitas
Uji normalitas bertujuan untuk menguji apakah dalam model regresi, variabel pengganggu atau residual memiliki distribusi normal (Ghozali, 2011). Hipotesis akan diuji dengan menggunakan tingkat signifikansi (α) sebesar 5 persen atau 0,05. Jika nilai probabilitas signifikansi > α, maka hipotesis diterima yang berarti data residual berdistribusi normal.
Uji normalitas pada tabel lampiran 4 menunjukkan bahwa nilai Kolmogorov-Smirnov
model regresi 1 adalah 0,567 dan signifikan pada 0,905 yang melebihi nilai α = 0,05 dan nilai
Kolmogorov-Smirnov model regresi 2 adalah 1,030 dan signifikan pada 0,239 yang melebihi
nilai α = 0,05. Hal ini berarti bahwa data residual pada model 1 dan model 2 terdistribusi normal.
Uji Multikolinieritas
Dalam penelitian ini digunakan uji Multikolinieritas untuk menguji apakah dalam model regresi ditemukan adanya korelasi antara variabel bebas (independen). Model regresi yang baik seharusnya tidak terjadi korelasi antara variabel bebas (Ghozali, 2011).
Multikolinearitas dapat dilihat dari nilai tolerance dan variance inflation factor (VIF). Jika nilai tolerance di atas 10% dan nilai VIF di bawah 10, maka dapat disimpulkan bahwa model regresi bebas multikolinearitas.
Hasil perhitungan nilai Tolerance pada tabel lampiran 4 menunjukkan bahwa tidak ada variabel independen yang memiliki nilai kurang dari 0,10 dan hasil perhitungan nilai VIF juga menunjukkan tidak ada satu variabel independen yang memiliki nilai VIF lebih dari 10. Jadi dapat disimpulkan bahwa tidak ada multikolinearitas antar variabel independen dalam model regresi pada model 1 dan model 2.
Uji Autokorelasi
Uji autokorelasi bertujuan menguji apakah dalam model regresi linear ada korelasi antara kesalahan pengganggu pada periode t dengan kesalahan pengganggu pada periode t-1 (sebelumnya) (Ghozali, 2011). Kriteria yang digunakan dalam mendeteksi adanya autokorelasi dalam model regresi linier berganda adalah sebagai berikut (Santoso, 2000): 1. Jika nilai d < −2, maka ada autokorelasi positif.
2. Jika −2 ≤d ≤ 2, maka tidak ada autokorelasi. 3. Jika nilai d > 2, maka ada autokorelasi negatif.
Melihat dari nilai DW pada tabel lampiran 4 model regresi 1 adalah 1.710 maka berdasarkan kriteria yang telah ditentukan DW hitung berada diantara -2 dan 2, yakni -2 ≤ 1.710 ≤ 2 dan nilai DW pada tabel model regresi 2 adalah 1.695 maka berdasarkan kriteria yang telah ditentukan DW hitung berada diantara -2 dan 2, yakni -2 ≤ 1.695 ≤ 2 maka ini berarti tidak terjadi autokorelasi pada model 1 dan model 2.
Uji Hesteroskedastisitas
Heteroskedasitas merupakan kedalam menunjukan faktor penganggu (error) tidak konstan. Dalam hal ini terjadi korelasi antara faktor pengganggu dengan variabel penjelas. Model regresi yang baik adalah yang homokedastisitas atau tidak terjadi heteroskedasitas
(Ghozali, 2011). Untuk mendeteksi gejala heteroskedasitas, salah satunya dapat menggunakan Uji Glejser, Jika probabilitas signifikan > 0.05, maka model regresi tidak mengandung heteroskedastisitas (Ghozali, 2011).
Uji hesteroskedasitas pada tabel lampiran 4 menunjukkan bahwa tidak ada satupun variabel independen yang signifikan secara statistik mempengaruhi variabel dependen nilai Absolut Ut (AbsUt). Hal ini dapat dilihat dari probabilitas signifikansinya di atas tingkat kepercayaan 5%. Jadi dapat disimpulkan bahwa model regresi model 1 dan model 2 tidak mengandung adanya heteroskedastisitas.
Pengujian Hipotesis
Manajemen Laba Melalui Transaksi Pihak Berelasi dalam proses IPO (Model 1) Koefisien Determinasi (R2)
Tabel hasil regresi model 1 pada lampiran 5 menunjukkan bahwa besarnya adjusted R2 adalah 0,314. Hal ini berarti bahwa 31,4% terjadinya manajemen laba yang diwakili oleh ROAt=0 dapat dijelaskan oleh variabel independen dan variabel kontrol yaitu ∆RPT -Piutangi,t=0, ∆RPT-Hutangi,t=0 , ∆NRPT-Piutangi,t=0, DEBTi,t=0, SIZEi,t=0, sedangkan sisanya sebesar 68,6% ROAt=0 dapat dijelaskan oleh variabel lain.
Uji Signifikansi Simultan (Uji Statistik F)
Tabel hasil regresi model 1 pada lampiran 5 menunjukkan bahwa nilai F hitung sebesar 3,833 dengan probabilitas sebesar 0,010. Nilai probabilitas yang lebih kecil dari 0,05 menunjukkan bahwa model regresi dapat digunakan untuk memprediksi manajemen laba yang diwakili oleh ROAt=0. Jadi dapat disimpulkan bahwa ∆RPT-Piutangi,t=0, ∆RPT -Hutangi,t=0 , ∆NRPT-Piutangi,t=0, DEBTi,t=0, SIZEi,t=0 secara bersama – sama berpengaruh terhadap ROAt=0.
Uji Signifikan Parameter Individual (Uji t)
Berdasarkan tabel hasil regresi model 1 pada lampiran 5 pengujian hipotesis 1a tentang kenaikan transaksi RPT Piutang pada periode sebelum IPO berpengaruh positif terhadap manajemen laba yang dilakukan perusahaan pada periode sebelum IPO menghasilkan nilai t sebesar 2,386 dengan signifikansi sebesar 0,025. Nilai probabilitas signifikansi yang kurang dari 0,05 tersebut menunjukkan bahwa RPT Piutang pada periode sebelum IPO berpengaruh positif terhadap manajemen laba yang dilakukan perusahaan pada periode sebelum IPO. Oleh karena itu, hipotesis 1a yang menyatakan bahwa “Kenaikan transaksi RPT Piutang pada periode sebelum IPO berpengaruh positif terhadap manajemen laba yang dilakukan perusahaan pada periode sebelum IPO” diterima.
Pengujian hipotesis 1b tentang kenaikan transaksi RPT Hutang pada periode sebelum IPO berpengaruh negatif terhadap manajemen laba yang dilakukan perusahaan pada periode sebelum IPO menghasilkan nilai t sebesar 2,179 dengan signifikansi sebesar 0,039. Nilai probabilitas signifikansi yang kurang dari 0,05 tersebut menunjukkan bahwa RPT Hutang pada periode sebelum IPO berpengaruh terhadap manajemen laba yang dilakukan perusahaan pada periode sebelum IPO. Namun, karena arah koefisien regresi RPT Hutang bertanda positif maka hipotesis 1b yang menyatakan bahwa “Kenaikan transaksi RPT Hutang pada periode sebelum IPO berpengaruh negatif terhadap manajemen laba yang dilakukan perusahaan pada periode sebelum IPO” tidak didukung.
Manajemen laba dan tunneling terhadap kinerja saham di pasar modal setelah proses IPO (Model 2)
Koefisien Determinasi (R2)
Tabel hasil regresi model 2 pada lampiran 5 menunjukkan bahwa besarnya adjusted R2 adalah 0,534. Hal ini berarti bahwa 53,4% terjadinya buy-and-hold return (BHR) dapat dijelaskan oleh variabel independen dan variabel kontrol yaitu ∆RPT-Piutangi,t=0, ∆RPT
-Hutangi,t=0, ∆NORECi,t=1, ∆NRPT-Piutangi,t=0, ∆NORECi,t=0, ∆RPT-Piutangi,t=1, ∆RPT -Hutangi,t=1, ∆NRPT-Piutangi,t=1, MARKETi,t=0, ROAt=0, SIZEi,t=0, sedangkan sisanya sebesar 45,2% BHRi dapat dijelaskan oleh variabel lain.
Uji Signifikansi Simultan (Uji Statistik F)
Tabel hasil regresi model 2 pada lampiran 5 menunjukkan bahwa nilai F hitung sebesar 4,228 dengan probabilitas sebesar 0,003. Nilai probabilitas yang lebih kecil dari 0,05 menunjukkan bahwa model regresi dapat digunakan untuk memprediksi buy-and-hold return
(BHRi). Jadi dapat disimpulkan bahwa ∆RPT-Piutangi,t=0, ∆RPT-Hutangi,t=0, ∆NORECi,t=1,
∆NRPT-Piutangi,t=0, ∆NORECi,t=0, ∆RPT-Piutangi,t=1, ∆RPT-Hutangi,t=1, ∆NRPT-Piutangi,t=1, MARKETi,t=0, ROAt=0, SIZEi,t=0 secara bersama – sama berpengaruh terhadap BHRi.
Uji Signifikan Parameter Individual (Uji t)
Berdasarkan tabel hasil regresi model 2 pada lampiran 5 pengujian hipotesis 2a tentang kenaikan transaksi RPT Piutang pada periode sebelum IPO berpengaruh negatif terhadap kinerja saham perusahaan setelah IPO menghasilkan nilai t sebesar -0,671 dengan signifikansi sebesar 0,510. Nilai probabilitas signifikansi yang lebih dari 0,05 tersebut menunjukkan bahwa kenaikan transaksi RPT Piutang pada periode sebelum IPO tidak berpengaruh terhadap kinerja saham perusahaan setelah IPO. Oleh karena itu, hipotesis 2a yang menyatakan bahwa “Kenaikan transaksi RPT Piutang pada periode sebelum IPO berpengaruh negatif terhadap kinerja saham perusahaan setelah IPO” tidak diterima.
Pengujian hipotesis 2b tentang kenaikan transaksi RPT Hutang pada periode sebelum IPO berpengaruh positif terhadap kinerja saham perusahaan setelah IPO menghasilkan nilai t sebesar 1,625 dengan signifikansi sebesar 0,120. Nilai probabilitas signifikansi yang lebih dari 0,05 tersebut menunjukkan bahwa kenaikan transaksi RPT Hutang pada periode sebelum IPO tidak berpengaruh terhadap kinerja saham perusahaan setelah IPO. Oleh karena itu, hipotesis 2b yang menyatakan bahwa “Kenaikan transaksi
RPT Hutang pada periode sebelum IPO berpengaruh positif terhadap kinerja saham perusahaan setelah IPO” tidak diterima.
Pengujian hipotesis 2c tentang kenaikan Net Outstanding Corporate Loans pada periode setelah IPO berpengaruh negatif terhadap kinerja saham perusahaan setelah IPO menghasilkan nilai t sebesar -2,685 dengan signifikansi sebesar 0,014. Nilai probabilitas signifikansi yang kurang dari 0,05 tersebut menunjukkan bahwa kenaikan Net Outstanding
Corporate Loans pada periode setelah IPO berpengaruh negatif terhadap kinerja saham
perusahaan setelah IPO. Oleh karena itu, hipotesis 2c yang menyatakan bahwa “Kenaikan
Net Outstanding Corporate Loans pada periode setelah IPO berpengaruh negatif
terhadap kinerja saham perusahaan setelah IPO” diterima. Pembahasan
Manajemen Laba Melalui Transaksi Pihak Berelasi dalam proses IPO (Model 1)
Tabel 5. Ringkasan Hasil Regresi Model 1
Variabel Koefesiensi Prob.
C -16.733 0.273 ∆RPT-Piutangi,t=0 0.928 0.025** ∆RPT-Hutangi,t=0 0.929 0.039** ∆NRPT-Piutangi,t=0 0.341 0.223 DEBTi,t= 0 -0.146 0.075* SIZEi,t= 0 0.926 0.090*
Sumber : Data Sekunder Diolah, 2014
Hasil analisis regresi model 1 (Tabel 5) mengenai pengaruh variabel ∆RPT
-Piutangi,t=0 terhadap manajemen laba yang diproksikan dengan ROAi,t=0menunjukkan nilai signifikansi sebesar 0,025. Arah koefisien regresi bertanda positif sesuai dengan yang dihipotesiskan dan nilai signifikansi tersebut lebih kecil dari 0,05. Maka hipotesis 1a yaitu kenaikan transaksi RPT Piutang pada periode sebelum IPO berpengaruh positif terhadap manajemen laba yang dilakukan perusahaan pada periode sebelum IPO, yang berarti hipotesis
1a diterima. Hasil penelitian ini menunjukkan bahwa pada periode sebelum IPO, perusahaan melakukan manajemen laba dengan menaikkan transaksi penjualan dengan pihak berelasi yang mengakibatkan naiknya piutang terhadap pihak-pihak berelasi sehingga laba perusahaan meningkat menjelang periode IPO. Hasil penelitian ini sesuai dengan penelitian Aharony et al. (2010) dan Jian et al. (2003) bahwa terjadi kecenderungan tindakan opportunities dalam transaksi yang dilakukan oleh pihak berelasi (RPT) yang dibuktikan dengan adanya tingkat penjualan yang tinggi dengan RPT menjelang IPO. Perusahaan meningkatkan laba perusahaan melalui transaksi penjualan terhadap pihak-pihak berelasi dikarenakan laba perusahaan akan meningkat pada periode sebelum IPO sehingga laba terlihat tinggi dan akan menarik investor untuk berinvestasi.
Sebaliknya, ∆NRPT-Piutangi,t=0 tidak signifikan terhadap variabel ROAi,t=0 disebabkan kurangnya hubungan yang signifikan antara kinerja laba pada tahun IPO dengan perubahan NRPT Piutang pada tahun sebelum IPO menunjukkan bahwa manajer mungkin tidak menggunakan kebijakan mereka dalam memanfaatkan pendapatan dari NRPT Piutang yang dapat mempengaruhi besarnya pendapatan perusahaan sebagai sebuah alat manajemen laba selama melakukan proses IPO.
Pengujian hipotesis 1b mengenai pengaruh variabel RPT Hutang terhadap manajemen laba menunjukkan nilai signifikansi sebesar 0,039. Nilai signifikansi kurang dari 0,05 akan tetapi arah koefisien regresi bertanda positif. Maka hipotesis 1b yaitu kenaikan transaksi RPT Hutang pada periode sebelum IPO berpengaruh negatif terhadap manajemen laba yang dilakukan perusahaan pada periode sebelum IPO, yang berarti hipotesis 1b tidak didukung. Alasan yang mendasar bahwa tidak adanya pengaruh dari transaksi hutang pihak berelasi terhadap manajemen laba adalah dikarenakan perusahaan lebih meningkatkan transaksi penjualan terhadap pihak berelasi agar laba perusahaan meningkat ketika periode sebelum IPO berlangsung, sedangkan jika perusahaan lebih meningkatkan transaksi pembelian akan
dapat menurunkan laba perusahaan (Aharony et al., 2010). Penelitian ini tidak sejalan dengan