I detta avsnitt presenteras och analyseras studiens resultat. Först presenteras marknadens reaktion på utgivandet av kvartalsrapporter, vilket följs av skillnader mellan bra respektive dåliga nyheter, samt skillnader mellan granskade och ej granskade rapporter. Den kumulativa genomsnittliga abnormala avkastningen (CAAR) och den statistiska signifikansen kopplas till studiens teori och diskuteras i varje delavsnitt.
5.1 Marknadens reaktion vid utgivande av finansiella rapporter
Resultatet från den genomförda studien indikerar att marknaden tenderar att reagera på resultat som publiceras genom kvartalsrapporter, detta oavsett bra eller dåliga nyheter. Under eventperioden är CAAR för bra nyheter 1,93 procent och för dåliga nyheter -2,1 procent (Tabell 5). Reaktionen åskådliggörs i Diagram 1. För bra nyheter är z-värdet 6,55 och för dåliga nyheter -6,09 (Tabell 5), vilket innebär att reaktionerna är signifikanta på fem procents signifikansnivå.
Diagram 1. CAAR för bra respektive dåliga nyheter, dag -10 till +10, där dag 0 är kvartalsrapportens publiceringsdag.
Tabell 5. CAAR samt z-värden för eventperioden.
-0,02
29 Tabell 6. Abnormal avkastning för respektive dag under eventperioden.
I likhet med studierna av May (1971) och Kiger (1972) kan det även i denna studie antas att kvartalsrapporten innehåller ny information som intressenter tar till sig. Att marknaden reagerar tyder på att det skulle kunna vara resultatet i rapporterna som förser marknaden med användbar information, vilket är i linje med antagandet av Degeorge, Patel och Zeckhauser (1999) om att resultatet är en viktig post. May (1971) och Kiger (1972) finner belägg för att aktiepriset förändras som mest kring publicering av kvartalsrapporterna. Även resultatet i denna studie tyder på detta och finner att den abnormala avkastningen är störst på publiceringsdagen. Det är även den enda dagen i eventperioden som är statistiskt signifikant på den högre signifikansnivån 0,05 procent, då z-värdena för denna dag överstiger z-kritiskt för denna nivå vilket är 3,29 (Tabell 6). En större abnormal avkastning kan dock ses för dåliga nyheter (-2,18 procent) än för bra nyheter (1,38 procent) på publiceringsdagen. Detta skulle kunna förklaras av prospektteorin (Kahneman och Tversky 1979), vilken menar att människor tenderar att värdera upplevd vinst respektive förlust olika och kan således vara irrationella.
Då en statistisk signifikant reaktion, på fem procents signifikansnivå, ses dagen efter publiceringsdagen (Tabell 6) kan det tyda på att viss information blir tillgänglig efter börsens stängning. Till synes verkar däremot aktiepriset snabbt finna en ny jämviktsnivå (Diagram 1), vilket innebär att inga direkta tecken på PEAD kan ses (Bernard och Thomas 1989, 1990). En tendens till överreaktion kan dock ses både för bra och dåliga nyheter (Diagram 1), då aktiepriset sjunker respektive ökar något mellan dag +1 och +3, innan den nya jämviktsnivån nås. Denna överreaktion kan anses vara marginell, men är något större för de bra nyheterna.
En överreaktion kan bero på att marknaden värdesätter den nya informationen i högre utsträckning än befintlig information, vilket medför att aktiepriset inte fullt ut återspeglar dess verkliga värde omedelbart efter eventet (De Bondt och Thaler 1985).
Marknaden reagerar både vid bra och dåliga nyheter, och den abnormala avkastningen är störst och statistiskt signifikant på en högre signifikansnivå på publiceringsdagen. Resultaten indikerar därför att marknaden kan vara effektiv i den semi-starka formen, vilket dock inte
Bra nyheter Dåliga nyheter Dag Average AR z-värde Average AR z-värde
-1 0,0016 0,9294 0,0061 3,0522
0 0,0138 8,0906 -0,0218 -10,9197
+1 0,004 2,3217 -0,0054 -2,6863
30 konstateras då tendens till överreaktion och irrationalitet kan ses, samt då inga statistiska test för effektiviteten genomförs.
5.2 Marknadens reaktion vid bra och dåliga nyheter
I Hypotes 1 antas att marknaden reagerar mer vid bra nyheter än vid dåliga. I motsats till tidigare studier (Basu 1997; MacKinlay 1997; Yekini, Wisniewski och Millo 2016), kan resultatet i denna studie inte styrka detta. CAAR under eventperioden för bra nyheter är 1,93 procent och för dåliga -2,1 procent (Tabell 5). Båda reaktionerna är statistiskt signifikanta på fem procents nivå, men då CAAR för bra nyheter inte är större än för dåliga kan inte nollhypotesen för H1 förkastas.
En större reaktion för dåliga nyheter är en indikation på att marknaden reagerar starkare vid dåliga nyheter än vid bra. Varken Basu (1997) eller Yekini, Wisniewski och Millo (2016) finner signifikanta reaktioner för dåliga nyheter. Basu (1997) förklarar detta genom försiktighetsprincipen och Yekini, Wisniewski och Millo (2016) menar att det kan bero på att bra nyheter förklarar reaktionen bättre än dåliga nyheter. Yekini, Wisniewski och Millo (2016) menar vidare att en signifikant reaktion skulle kunna uppstå om kategoriseringen baseras på kvantitativa delar av finansiella rapporter, vilket denna studie finner belägg för. En signifikant reaktion för dåliga nyheter skulle även kunna bero på att de bättre förklarar reaktionen på den svenska marknaden, än vad som påvisats att dåliga nyheter gör på marknader som studerats tidigare.
Ett intressant resultat från studien är att det för dåliga nyheter dagen innan publicering förekommer en statistiskt signifikant positiv reaktion, följt av en kraftig negativ reaktion då kvartalsrapporten publiceras (Tabell 6). Att en positiv abnormal avkastning kan ses dagen innan tyder på att marknaden kan ha positiva förväntningar på resultatet som ska presenteras.
Leuz och Verrecchia (2000) menar att en större reaktion indikerar att det råder mer informationsasymmetri mellan företag och intressenter. Att en positiv reaktion följs av en negativ reaktion när dåliga nyheter presenters kan därför tyda på att det råder mer informationsasymmetri än när bra nyheter presenters. Detta då samma mönster inte kan ses för bra nyheter.
Dechow och Schrand (2004, s.51) menar att det kan vara förödande för företag att uppvisa negativa resultat. I kategoriseringen i denna studie framgår dock inte om det presenterade
31 resultatet är negativt, men att marknaden tenderar att reagera mer på dåliga nyheter kan styrka resonemanget om varför företag kan komma att vilja undvika att understiga föregående års resultat (Degeorge, Patel och Zeckhauser 1999; Dechow och Schrand 2004; Brown och Caylor 2005; Graham, Harvey och Rajgopal 2005).
5.2.1 Kontroll för finanskrisen
Då den undersökta perioden innefattar en finanskris som utbröt 2008, görs en kontroll där år 2008 och 2009 utesluts. Detta för att se om en nedgång i marknadsnivån har en inverkan på resultatet. Att utesluta åren för finanskrisen gör att en uppenbart dålig period för marknaden elimineras. Perioden som återstår skulle kunna definieras som bra tider (Conrad, Cornell och Landsman 2002). Även efter uteslutningen ges statistiskt signifikanta resultat både för bra och dåliga nyheter (Tabell 7). Reaktionerna följer samma mönster och åskådliggörs i Diagram 2, således förändras inte slutsatserna kring Hypotes 1. En skillnad som däremot kan ses är att CAAR för bra nyheter minskar något, samt att CAAR för dåliga nyheter ökar något.
Resultatet från kontrollen styrker därmed resonemanget av Conrad, Cornell och Landsman (2002) om en avtagande reaktion för bra nyheter vid bra tider, samt en ökad reaktion för dåliga.
Diagram 2. CAAR för bra respektive dåliga nyheter, dag -10 till +10, där år 2008-2009 utesluts.
Tabell 7. CAAR samt z-värden för eventperioden där år 2008-2009 utesluts.
32
5.3 Granskning av finansiella rapporter
För att underöka om granskning har någon inverkan på marknadsreaktionen delas de bra och dåliga nyheterna in i ytterligare två grupper vardera utifrån om en revisor granskat rapporterna eller inte. Resultaten indikerar att en reaktion sker oavsett om granskning skett eller inte, dock är inte alla resultat statistiskt signifikanta. Nedan följer separata analyser för bra respektive dåliga nyheter, och avslutas med en sammanfattande del.
5.3.1 Bra nyheter
Vid bra nyheter är CAAR för granskade rapporter 1,1 procent och ej granskade 2,19 procent, med z-värden på 1,55 respektive 5,75 (Tabell 8). Reaktionen visualiseras i Diagram 4. CAAR är större för de ej granskade rapporterna, och det är även bara de som medför en statistiskt signifikant reaktion på fem procents signifikansnivå. För att ändå undersöka om skillnaden mellan granskade och ej granskade rapporter är statistiskt signifikant för bra nyheter genomförs ett t-test, vilket resulterar i ett p-värde på 0,11. Således kan inte heller skillnaden statistiskt säkerställas.
Diagram 3. CAAR för bra nyheter, dag -10 till +10, granskade vs ej granskade.
Tabell 8. CAAR, z-värden samt p-värdet för bra nyheter under eventperioden, granskade vs ej granskade.
Resultaten är något överraskande och i motsats till vad som förväntades med bakgrund i studien av Alves och dos Santos (2008), där de finner att reaktionen är både större och mer signifikant för granskade kvartalsrapporter. Något som kan ligga till grund för de skilda
33 resultaten mellan studierna kan dels vara skilda regelverk, dels säsongsvariation. I Portugal sker granskning av kvartalsrapporter för andra och fjärde kvartalet, medan det för bolag på
Vid dåliga nyheter är CAAR för granskade rapporter -2,45 procent och för ej granskade -2,04 procent, med z-värden på -3,58 respektive -4,85, vilket innebär att båda reaktionerna är statistiskt signifikanta på fem procents signifikansnivå (Tabell 9). Signifikanta reaktioner innebär att både granskade och ej granskade rapporter förser marknaden med ny användbar information (Alves och dos Santos 2008). Vidare indikerar resultatet att det sker en större abnormal avkastning vid publicering av granskade rapporter, vilket är i likhet med resultaten i studien av Alves och dos Santos (2008). Detta innebär att marknaden tenderar att reagera mer vid granskning än ej granskning. Reaktionerna är signifikanta på samma signifikansnivå, vilket inte är linje med Alves och dos Santos (2008) som finner en mer signifikant reaktion för granskade rapporter. Detta kan innebära att den svenska marknaden inte värdesätter informationen i granskade rapporter i samma utsträckning som påvisats på den portugisiska marknaden. Det t-test som genomförs för dåliga nyheter resulterar i ett p-värde på 0,27. Detta innebär att skillnaden inte statistiskt kan säkerställas, vilket är i likhet med bra nyheter.
Diagram 4. CAAR för dåliga nyheter, dag -10 till +10, granskade vs ej granskade.
-0,03
34 Tabell 9. CAAR, z-värden samt p-värdet för dåliga nyheter under eventperioden, granskade vs ej granskade.
En intressant iakttagelse är att det finns tecken på att reaktionen vid granskade rapporter kan vara en överreaktion. Detta visualiseras i Diagram 4, där en tillbakagång i den abnormala avkastningen ses mellan dag +2 till +6, vilket inte lika tydligt kan ses för ej granskade. Att en överreaktion för granskade rapporter sker kan innebär att de innehåller mer oförutsedda nyheter än ej granskade rapporter, vilket De Bondt och Thaler (1985) menar att investerare tenderar att reagera mer på.
5.3.3 Sammanfattning granskning av finansiella rapporter
Sammanfattningsvis kan indikationer ses på att en reaktion sker oavsett om granskning har skett eller inte. Då reaktionen för granskade rapporter med bra nyheter inte medför en statistiskt signifikant reaktion kan dock nollhypotesen för H2a inte förkastas på fem procents signifikansnivå.
Att reaktionen skulle vara större för granskade rapporter kan i denna studie endast ses för dåliga nyheter. Skillnaden mellan granskade och ej granskade rapporter är dock inte statistiskt signifikant på den valda signifikansnivån för någon av nyheterna, därmed kan nollhypotesen för H2b inte förkastas. Detta indikerar att den svenska marknaden inte värdesätter granskning i liknande utsträckning som Alves och dos Santos (2008) finner stöd för i sin studie på den portugisiska marknaden. Utöver de tidigare nämnda säsongsvariationerna kan olikheterna i utfallen bero på skillnader i regelverk angående granskning av kvartalsrapporter. Vilka kvartalsrapporter som ska vara föremål för granskning är inte lika strikt reglerat i Sverige som i Portugal. Ett mindre strikt regelverk kan medföra otydligheter om vilka rapporter som kan anses vara mest pålitliga, och tydligare regelverk kan därmed ha bidragit till den tydligare reaktionen på den portugisiska marknaden.
Reaktionen för granskade rapporter med dåliga nyheter är större än för de som inte granskats.
Det motsatta gäller för bra nyheter. En anledning till detta kan vara skillnad i informationsasymmetri mellan intressenter och företag som går bra respektive dåligt. En större reaktion för granskade dåliga nyheter indikerar att det presenteras större mängd ny Dåliga Granskade Ej granskade t-test
Dag CAAR z-värde CAAR z-värde p-värde
-1 till +1 -0,0245 -3,5798 -0,0204 -4,8544 0,27
35 information i jämförelse med de ej granskade, vilket tyder på att informationsasymmetrin kan vara större (Leuz och Verrecchia 2000). Angående detta kan dock inga slutsatser dras, då varken reaktionen för granskade rapporter med bra nyheter eller skillnaden mellan granskande och ej granskade är statistisk säkerställda.
36