Revisionskvalitet - Hur påverkar audit-firm tenure revisionskvaliteten?

Revisionskvalitet -

Hur påverkar audit-firm tenure

revisionskvaliteten?

Kandidatuppsats 15 hp

Företagsekonomiska institutionen Uppsala universitet

VT 2018

Datum för inlämning: 2018-06-01

Joel Bergqvist

Adam Karlsson

Handledare: Derya Vural

Sammandrag

Studien motiveras av införandet av obligatorisk byrårotation i Sverige genom EU:s revisionspaket. Studien undersöker sambandet mellan audit-firm tenure (längden på en revisionsbyrås uppdrag hos ett företag) och revisionskvalitet. Som proxy för revisionskvalitet används mått på absoluta diskreta periodiseringar. För att genomföra studien görs en regressionsanalys och ett korrelationstest. Urvalet baseras på svenska företag noterade på Nasdaq Stockholm Large- och Mid Cap och det slutliga antalet företagsår som studeras är 383 stycken. I kontrast till stor del av tidigare studier finner denna studie att revisionskvaliteten är högre vid kort audit-firm tenure, tre år eller kortare, jämfört med lång audit-firm tenure, fyra år eller längre. Resultatet kan säkerställas på en signifikansnivå på 10 %. Studien bidrar med underlag till debatten om obligatorisk byrårotation.

Nyckelord: Audit-firm tenure, revisionskvalitet, diskreta periodiseringar, modifierad Jones Model, obligatorisk byrårotation.

Innehåll

1 Inledning ... 1

1.1 Introduktion ... 1

1.2 Disposition ... 3

2 Regelverk – EU:s revisionspaket ... 3

3 Teori ... 4

3.1 Revisorns roll ... 4

3.2 Revisionskvalitet ... 5

3.3 Earnings management ... 6

3.4 Audit-firm tenure ... 6

4 Metod ... 9

4.1 Data ... 9

4.2 Revisionskvalitet ... 10

4.3 Audit-firm tenure ... 12

4.4 Kontrollvariabler ... 12

4.5 Regressionsmodell ... 15

4.6 Kritik mot metod ... 15

5 Resultat ... 16

5.1 Deskriptiv statistik ... 16

5.2 Korrelationstest ... 18

5.3 VIF-test ... 19

5.4 Regressionsanalys ... 19

6 Slutsats ... 23

6.1 Studiens tillförlitlighet ... 24

6.2 Framtida forskning ... 25

Referenser ... 26

Bilagor ... 29

Bilaga 1 ... 29

1

1 Inledning

1.1 Introduktion

År 2001 inleddes kollapsen av ett av USA:s största energiföretag, Enron Corporation, och i december samma år skickade företaget in ansökan om konkurs (Healy & Palepu 2003).

Kollapsen var resultatet av att Enron Corporation tillåtits mörka sina förluster genom olika redovisningsmetoder (ibid.). Mörkningen av förlusterna ledde även till kraschen av företagets revisionsbyrå Arthur Andersen, som vid tiden var en av the Big Five revisionsbyråerna.

Anledningen att Arthur Andersen drogs med i Enron Corporations kollaps var för att de granskat och godkänt Enrons manipulerade finansiella rapporter och för att de förstörde dokument kopplade till Enronskandalen (ibid.). Fallet med Arthur Andersen är inte den enda gången då revisorns arbete har ifrågasatts, liknande fall har även avslöjats i Sverige. Exempelvis HQ-bankkollapsen på grund av oredovisade optionsförluster och skandalen år 2009 när Swedbank redovisade stora goodwilltillgångar trots dåliga resultat kopplat till dessa tillgångar (Malmqvist 2011, 7 mars).

Enligt 9:3 aktiebolagslagen är revisorns uppgift att kritiskt granska företagsstyrelsen, verkställande direktören och företagets finansiella rapporter (SFS 2005:551). I samhället har revisorn en viktig roll som kontrollfunktion för att företagens intressenter ska kunna vara säkra på att rapporter som publiceras är korrekta (Ernst & Young 2015). Revisorn som kontrollmekanismen behövs för att reducera agentkostnader mellan aktieägare och den verkställande företagsledningen (Jensen & Mecklin 1976). Eftersom aktieägarna inte har lika bra insyn i den operationella verksamheten skapas en möjlighet för företagsledningen att medvetet rapportera felaktigheter med målet att generera personlig vinst, även kallat earnings management (Schipper 1989). Healy och Wahlen (1999) beskriver att problemet med earnings management är att det hotar trovärdigheten i allmänhet för finansiella rapporter. Sannolikheten att revisorn rapporterar felaktigheter benämns som nivån av revisorns oberoende (DeAngelo 1981). Sannolikheten att revisorn både upptäcker och rapporterar felen benämner DeAngelo (1981) som nivån av revisionskvalitet. Således är revisorns oberoende vitalt för en hög revisionskvalitet (ibid.). DeAngelos (1981) argumentationen om revisorns oberoende är i linje med Krishnamurthy, Zhou, J. och Zhou, N. (2006) studie som undersöker effekterna av Enronskandalen. I studien finner författarna att då investerare på aktiemarknaden anser revisorns oberoende vara ifrågasatt, sjunker tilltron till revisionskvaliteten och finansiella rapporters kredibilitet.

2 För att öka revisorers oberoende och således revisionskvaliteten infördes i juni 2016 EU:s revisionspaket (SOU 2015:49). I Sverige medför revisionspaketet ett krav på obligatorisk byrårotation, byte från en revisionsbyrå till en annan, för företag av allmänt intresse¹. Innan införande av EU:s revisionspaket fanns endast krav på revisorsrotation på personnivå, byte från en ansvarig revisor till en annan. Även i USA har åtgärder vidtagits för att öka revisorns oberoende och revisionskvaliteten, exempelvis Serbanes-Oxley act som godkändes strax efter Enronskandalen (Cohen, Dey & Lys 2008).

Det råder delade meningar om obligatorisk byrårotation är lösningen på problemet med revisorns oberoende och revisionskvalitet. United States Securities and Exchange Commissions (SEC) tidigare ordförande, Roderick Hills (2002), uttrycker följande: ”Forcing a change of auditors can only lower the quality of audits and increase their costs. The longer an auditor is with a company the more it learns about its personnel, its business, and its intrinsic values.”

(Hills 2002, s. 31). Likt Hills (2002) anser även forskare som studerar revisionskvalitet att byrårotation inte är lösningen på problemet. Flertalet empiriska studier, där sambandet mellan audit-firm tenure² och revisionskvalitet studeras, finner att revisionskvaliteten är lägst vid kort audit-firm tenure (Johnson, Khurana & Reynolds 2002; Myers, J., Myers, L. & Omer 2003;

Chen, Lin, C-J. & Lin, Y-C. 2008; Medhat & Mohamed 2018). Myers et al. (2003), Chen et al.

(2008) samt Medhat och Mohamed (2018) finner till och med att kvaliteten förbättras vid lång audit-firm tenure. Vidare finner Carcello och Nagy (2004) att det även sker flest rapporteringar om falska redovisningar under de tre första åren med en ny revisionsbyrå, med andra ord vid kort audit-firm tenure. I kontrast till tidigare nämnda studier (Johnson et al. 2002; Myers et al.

2003; Carcello & Nagy 2004; Chen et al. 2008; Medhat & Mohamed 2018) menar Chi och Huang (2005) att revisionskvaliteten för taiwanesiska företag är lägre vid lång audit-firm tenure. I studien presenterar forskarna resultat där det framgår att revisionskvaliteten ökar när revisionsbyrån blir familjär³ med företaget, däremot betonas det att om revisionsbyrån blir för familjär får det motsatt effekt, det vill säga att revisionskvaliteten försämras med tiden.

Johnson et al. (2002), Myers et al. (2003) och Chen et al. (2008) hävdar att deras resultat inte går att generalisera, då de anser att resultaten är beroende av vilka lagar och regler som gäller i det system där undersökningen genomförs. Olika system kan vara en möjlig förklaring till att de amerikanska studierna av Johnson et al. (2002) och Myers et al. (2003) samt den engelska

1 Företag vars överlåtbara värdepapper är upptagna till handel på en reglerad marknad och finansiella företag

2 Längden på revisionsbyråns uppdrag hos ett företag

3 Mått på relationen mellan revisionsbyrå och företagsledning, översatt från familiarity

3 studien av Medhat och Mohamed (2018) finner andra empiriska resultat än den taiwanesiska studien av Chi och Huang (2005). Således kan inte en generell slutsats dras, baserat på tidigare studier, för svenska företag när det gäller sambandet mellan audit-firm tenure och revisionskvalitet. Eftersom det under sommaren år 2016 infördes ett krav i Sverige på obligatorisk byrårotation, är det relevant att undersöka hur audit-firm tenure påverkar revisionskvaliteten hos svenska företag. Studien ämnar inte undersöka effekterna av EU:s revisionspaket, utan endast sambandet mellan audit-firm tenure och revisionskvalitet för att bidra med underlag till debatten om obligatorisk byrårotation. Studien undersöker företag som berörs av det nya kravet på byrårotation, under perioden år 2000 till år 2016, vilket är innan kravet börjat gälla. Utifrån detta formuleras studiens syfte enligt följande:

Syftet med denna studie är att undersöka hur audit-firm tenure påverkar revisionskvaliteten hos svenska företag noterade på Nasdaq Stockholm Large- och Mid Cap.

1.2 Disposition

Uppsatsen är disponerad på följande vis. I avsnitt 2 beskrivs EU:s revisionspaket, vilka företag revisionspaketet omfattar och reglerna kring byrårotation. I avsnitt 3 presenteras tidigare litteratur som studerat revisionskvalitet, revisorns incitament och audit-firm tenure. Baserat på tidigare litteratur formuleras därefter en hypotes som ligger till grund för studiens undersökning. I avsnitt 4 redogörs för de data som samlas in och undersöks, de variabler som studeras, modifierad Jones Model och regressionstest. Vidare i avsnitt 5 presenteras studiens resultat med tillhörande tabeller och återkoppling till den tidigare litteratur som presenterats i teoriavsnittet. Avslutningsvis i avsnitt 6 utvärderas studiens resultat och en slutsats dras. I avsnitt 6 diskuteras även studiens tillförlitlighet och förslag på vidare forskning.

2 Regelverk – EU:s revisionspaket

Enligt statens offentliga utredningar (2015:49) är syftet med EU:s revisionspaket att stärka revisorns oberoende och öka revisionskvaliteten. Den 16:e april år 2014 antogs de nya reglerna för revisorer och revision, vilka innefattar svenska företag av allmänt intresse (ibid.). Enligt statens offentliga utredningar definieras företag av allmänt intresse som “företag vars överlåtbara värdepapper är upptagna till handel på en reglerad marknad och finansiella företag”

(SOU 2015:49, s. 31). EU:s revisionspaket började gälla för företag vars räkenskapsår startade efter den 16:e juni 2016. Innan införandet av EU:s revisionspaket fanns det i Sverige endast

4 krav på att företag av allmänt intresse behövde rotera ansvarig revisor på personnivå (SFS 2009:565). Kravet på personnivå innebar att den ansvarige revisorns mandatperiod var begränsad till sju år och att revisorn därefter var tvungen ha uppehåll på två år, karenstid, innan revisorn fick delta i revisionen hos samma företag igen. Efter införandet av EU:s revisionspaket utökades karenstiden för revisorn till tre år och ett ytterligare krav infördes på att företag även måste rotera ansvarig revisionsbyrå (SOU 2015:49). Den nya obligatoriska byrårotationen innefattar företag av allmänt intresse, där reglerna skiljer sig åt beroende på om företaget är klassificerade som ett finansiellt- eller icke-finansiellt företag (SFS 2009:565). För finansiella företag, exempelvis banker och försäkringsbolag, får en revisionsbyrå maximalt ha en mandatperiod på tio år (ibid.) och därefter har byrån en karenstid på fyra år innan byrån får genomföra revisionen hos samma företaget igen. För icke-finansiella företag gäller en mandatperiod på tio år som huvudregel, men det finns möjlighet till förlängning av mandatperioden till 20 år (ibid.). Om företaget dessutom haft mer än en revisionsbyrå under de första tio åren kan mandatperioden förlängas till 24 år (ibid.).

3 Teori

3.1 Revisorns roll

Revisorns roll är att externt granska företags publika information samt styrelsens och den verkställande direktörens förvaltning (ABL, 9 kap). Revisorns uppgift är av vikt då denne kontrollerar att informationen företag publicerar, i form av årsrapporter och bokföring, stämmer överens med verkligheten (Ernst & Young 2015). Revisionen sker ur ett samhällssyfte för att intressenter, bland annat aktieägare och skattemyndigheter, ska kunna säkerställa att den information om företag som finns tillgänglig är korrekt (ibid.). Revisorns roll kan beskrivas, med principal-agent teorin, som en kontrollmekanism mellan ett företags aktieägare och den verkställande företagsledningen (Jensen & Meckling 1976). Enligt principal-agent teorin ses relationen mellan aktieägarna (principalen) och företagsledningen (agenten) som ett kontrakt där principalen delegerar beslutsfattande till agenten (ibid.). Eftersom att principalen inte har fullständig insyn i den operationella verksamheten har agenten möjlighet att ta beslut för personlig vinning som inte behöver vara gynnsam för principalen, vilket leder till att agentkostnader uppstår (ibid.). Enligt Jensen och Meckling (1976) kan principalen minska agentkostnaderna genom att införa processer som övervakar och kontrollerar agenten, exempelvis en revisionsprocess. Med en revisor som kontrollmekanism kan aktieägarna, genom revisionsprocessen, säkerställa att företaget granskas och att de finansiella rapporter som

5 företagsledningen publicerar är korrekta (Jensen & Meckling 1976). Om revisorn inte upptäcker fel eller inte rapporterar upptäckta felaktigheter förlorar således kontrollmekanismen sin funktion, vilket leder till att principalen ej kan säkerställa att finansiella rapporter är korrekta (ibid.).

3.2 Revisionskvalitet

För att beskriva begreppet revisionskvalitet delar DeAngelo (1981) upp begreppet i två delar. Den första delen är sannolikheten att en revisor upptäcker fel i de finansiella rapporter som revisorn granskar. Den andra delen är sannolikheten att revisorn rapporterar dessa fel, givet att fel upptäckts. För att revisorn i den första delen ska upptäcka fel i rapporter krävs det att revisorn har kunskap om företaget som revisorn granskar (DeAngelo 1981; Johnson et al. 2002;

Myers et al. 2003). Johnson et al. (2002) och Myers et al. (2003) menar att utan kunskap om företagets processer och rutiner blir det svårare för revisorn att upptäcka felaktigheter som avviker från företagets verkliga prestationer. Knapp (1981) beskriver revisorns kunskap genom en inlärningskurva, där revisorn med tiden lär sig mer om ett företag och således blir bättre på att upptäcka fel under revisionsprocessen.

DeAngelo (1981) benämner den andra delen av revisionskvalitet, sannolikheten att revisorn rapporterar fel, som revisorns oberoende. Revisorns oberoende är således vitalt för revisionskvaliteten, då det inte har någon betydelse om revisorn upptäcker felaktigheter om denne inte rapporterar felen (ibid.). I Krishnamurthy et al. (2006) studie framgår det även att investerare på aktiemarknaden anser att revisorns oberoende är viktigt. Författarna undersöker dels den abnormala avkastningen på aktier från företag som hade revisionsbyrån Arthur Andersen, och dels olika mått på revisorns oberoende under perioden efter det att Arthur Andersen blivit anklagad för att ha agerat kriminellt under sitt uppdrag hos Enron Corporation.

När anklagelserna mot Arthur Andersen offentliggjordes reagerade marknaden negativt (negativ abnormal avkastning) mot Arthur Andersens klienter, där den abnormala avkastning var betydligt lägre i de fall marknaden ansåg att revisorns oberoende var ifrågasatt. Således hävdar författarna att resultaten indikerar att revisorns oberoende påverkar hur investerare upplever revisionskvaliteten och kredibiliteten för företags finansiella rapporter (ibid.).

Enligt Hoyle (1978) är revisorns incitament i sitt arbete en annan betydande faktor för revisionskvaliteten. Är revisorns incitament att tjäna samhället kan det antas att revisorn strävar efter att ha så hög revisionskvalitet som möjligt och att finansiella rapporter stämmer överens med verkligheten (ibid.). Hoyle (1978) menar att om revisorns incitament istället är att tjäna

6 företagsledningen, för att behålla företaget som kund, kommer revisorn att tillåta företagsledningens justeringar i finansiella rapporter vilket leder till försämrad revisionskvalitet.

3.3 Earnings management

Earnings management är aktiviteten där företagsledningen genom olika redovisningsmetoder medvetet justerar finansiella rapporter, med målet att generera personlig vinning (Schipper 1996). Schipper (1996) menar att earnings management leder till att företagsledningen presenterar en vinklad bild av företagets faktiska prestationer. Tidigare studier (Johnson et al.

2002; Myers et al. 2003; Chen et al. 2008) använder sig av earnings management som proxy för revisionskvalitet, där Myers et al. (2003) beskriver revisionskvaliteten som hög när revisorn begränsar företagsledningens justeringar.

Healy och Wahlen (1999) hävdar i sin litteraturstudie att earnings management grundas i redovisningsstandarder. Författarna menar att om standarderna är för hårda, och därmed inte låter företagsledningen använda sitt eget omdöme, blir rapporterna som presenteras trovärdiga men de tappar både relevans och aktualitet. Är standarderna däremot för svaga hävdar Healy och Wahlen (1999) att rapporterna blir aktuella, men de förlorar trovärdigheten. För att rapporterna ska vara både aktuella och trovärdiga krävs det därför ett mellanting, där redovisningsstandarder tillåter företagsledningen att använda sitt eget omdöme i delar av redovisningen (ibid.). Författarna hävdar att det är genom det egna omdömet som möjligheten uppstår att exempelvis justera resultat, skapa reserver och ändra avskrivningar. Således kan inte möjligheterna för earnings management tas bort utan att påverka relevansen och hur aktuella rapporterna är för företagets intressenter (ibid.). De redovisningsstandarder som används idag, sedan 2005, för noterade svenska företag är IFRS (International Financial Reporting Standards) (Finansinspektionen 2006). IFRS medför utökade valmöjligheter för företagsledningar när det gäller värderingar och klassificeringar i redovisningen (Finansinspektionen 2006), där utökade valmöjligheter enligt Healy och Wahlen (1999) ger utrymme för earnings management.

3.4 Audit-firm tenure

Johnson et al. (2002) hävdar att en allmän uppfattning hos politiker och regelsättare är att det finns ett negativt samband mellan audit-firm tenure och revisionsbyråers oberoende, vilket leder till försämrad revisionskvalitet. För att öka revisorns oberoende och således revisionskvaliteten är obligatorisk byrårotation ett återkommande förslag från politiker och regelsättare (ibid.).

Johnson et al. (2002) och Myers et al. (2003) hävdar dock att argumentationen om införandet

7 av obligatorisk byrårotation endast bygger på en idé om att det skulle öka revisorns oberoende och revisionskvaliteten. De menar att det inte finns några empiriska belägg för sambandet och syftet med deras studier är därför att bidra med empiriska bevis till debatten (Myers et al. 2003;

Johnson et al. 2002).

Resultaten i flertalet empiriska studier (Johnson et al. 2002; Myers et al. 2003; Chen et al. 2008;

Medhat & Mohamed 2018) pekar i samma riktning, nämligen att revisionskvaliteten är som lägst vid kort audit-firm tenure, vilket indikerar att obligatorisk byrårotation inte kommer att leda till högre revisionskvalitet. Johnson et al. (2002) jämför kort audit-firm tenure (2–3 år) med medellång audit-firm tenure (4–8 år) och finner att revisionskvaliteten är lägre under den korta perioden. Vid jämförande av lång audit-firm tenure (+9 år) och medellång finner författarna däremot ingen skillnad i revisionskvaliteten. Även Myers et al. (2003) och Chen et al. (2008) jämför kort och lång audit-firm tenure med medellång audit-firm tenure och finner likt Johnson et al. (2002) att revisionskvaliteten är lägre vid kort audit-firm tenure. Till skillnad från Johnson et al. (2002) finner Myers et al. (2003) och Chen et al. (2008) att den förbättras vid lång audit-firm tenure. Medhat och Mohamed (2018) finner liknande resultat, att revisionskvaliteten ökar med audit-firm tenure, när de jämför kort med lång audit-firm tenure.

Dessa studier (Johnson et al. 2002; Myers et al. 2003; Chen et al. 2008; Medhat & Mohamed 2018) finner resultat som indikerar att revisionskvaliteten inte kommer att förbättras av obligatorisk byrårotation och Medhat och Mohamed (2018) skriver följande: “The results of this paper argue strongly against mandatory audit firm rotation through illustrating the positive impact that extended audit firm tenure has on improving audit quality” (Medhat & Mohamed 2018, s.180).

Ghosh och Moon (2005) samt Carcello och Nagy (2004) undersöker sambandet mellan audit- firm tenure och revisionskvalitet utifrån två andra perspektiv jämfört med tidigare nämnda studier (Johnson et al. 2002; Myers et al. 2003; Chen et al. 2008; Medhat & Mohamed 2018) som approximerar revisionskvaliteten med hjälp absoluta diskreta periodiseringar. I studien av Ghosh et al. (2005) undersöks hur kapitalmarknadsaktörer uppfattar sambandet mellan audit- firm tenure och revisionskvalitet. Den övergripande slutsatsen författarna drar är att kapitalmarknadsaktörer finner högre grad av trovärdighet för finansiella rapporter, framför allt resultatrapporter, publicerade av företag som haft samma revisionsbolag under längre tid, det vill säga lång audit-firm tenure. Ghosh et al. (2005) anser således att obligatorisk byrårotation kan ha en direkt negativ effekt och få oönskade kostnader även för kapitalmarknadsaktörerna.

Även Carcello och Nagy (2004) undersöker revisionskvaliteten, vilket görs genom att mäta

8 antal bedrägerianmälningar (fraudulent financial reporting) kopplade till finansiella rapporter.

Författarna finner likt Johnson et al. (2002), Myers et al. (2003), Chen et al. (2008) samt Medhat och Mohamed (2018) att revisionskvaliteten är lägst under kort audit-firm tenure, då bedrägerianmälningar är vanligast förekommande under denna period.

I kontrast till ovanstående studier (Johnson et al. 2002; Myers et al. 2003; Chen et al. 2008;

Medhat & Mohamed 2018; Ghosh et al. 2005; Carcello & Nagy 2004) finner Chi och Huang (2005) i sin empiriska studie, på taiwanesiska företag, att revisionskvaliteten försämras med audit-firm tenure. Författarna beskriver att när revisorn blir familjär med företaget under de inledande åren av revisionsuppdraget ökar revisionskvaliteten, däremot framgår det i studien att efter fem års audit-firm tenure blir revisorn för familjär, vilket leder till att revisionskvaliteten försämras. Liknande beskriver Hoyle et al. (1978) att revisorn med längre audit-firm tenure blir latare och mindre engagerad i att hitta fel i rapporter. Hoyle (1978) menar att det beror på att revisorn initialt ser uppdraget med fräscha ögon och således är mer effektiv i början av audit-firm tenure. Shockley (1981) menar, likt Hoyle (1978), att revisionsprocessen är bättre i början av audit-firm tenure. Däremot beskriver Shockley (1981) att revisorn får ett så kallat inlärt självförtroende (learned confident) vid lång audit-firm tenure, vilket innebär att revisorn inte anstränger sig lika mycket och är mindre kreativ.

Baserat på litteraturgenomgången kan det sammanfattningsvis konstateras att det råder delad mening om hur audit-firm tenure påverkar revisionskvaliteten. Statens offentliga utredningar (2015:49) hävdar att obligatorisk byrårotation behövs för att öka revisionskvaliteten, och argumenterar således för att revisionskvaliteten går ner med audit-firm tenure. Även Hoyle (1978) argumenterar för att revisionskvaliteten blir lägre med audit-firm tenure då revisorn med tiden blir mer beroende av företagsledningen och revisorns incitament skiftar till att tjäna ledningen istället för samhället. Endast en empirisk studie finner att revisionskvaliteten är lägre vid lång audit-firm tenure (Chi & Huang 2005), medan majoriteten av empiriska studierna inom området (Johnson et al. 2002; Myers et al. 2003; Chen et al. 2008; Medhat & Mohamed 2018;

Ghosh et al. 2005; Carcello & Nagy 2004) finner det motsatta, det vill säga att revisionskvaliteten är lägre vid kort audit-firm tenure. Baserat på ovanstående litteratur och empiriska studier formuleras hypotesen enligt följande:

H1: Revisionskvaliteten är lägre under kort audit-firm tenure jämfört med lång audit-firm tenure.

9

4 Metod

4.1 Data

Studiens syfte är att undersöka hur audit-firm tenure påverkar revisionskvaliteten hos svenska företag noterade på Nasdaq Stockholm Large- och Mid Cap. För att undersöka hur revisionskvaliteten påverkas studeras hur absoluta diskreta periodiseringar utvecklas med audit- firm tenure. Data angående audit-firm tenure för svenska företag finns ej tillgängligt via någon offentlig databas, den samlas därför in och beräknas manuellt. För att beräkna audit-firm tenure är första steget att identifiera när ett företag bytt ansvarig revisionsbyrå, vilket görs genom att studera företags årsrapporter som inhämtas från Retriever Business. Ett byte identifieras när ett företag har en ansvarig revisionsbyrå ett år och en annan ansvarig revisionsbyrå efterkommande år. Om ett företag har två stycken ansvariga revisionsbyråer och efterkommande år endast en utav dessa byråer, räknas inte detta som ett byte. Företagsår innan ett första byte eller företagsår från ett företag där inget byte kan identifieras exkluderas då det råder för stor ovisshet om audit- firm tenure. Beräkning av audit-firm tenure baseras på företags årsrapporter, det vill säga företagets räkenskapsår. Ett företagsår börjar och slutar således samtidigt som den årsrapport som presenterar perioden i fråga. Tidsperioden som studeras är från år 2000 till år 2016.

Årsrapporter innan år 2000 är ej tillgängliga via Retriever Business och därför exkluderas dessa år. Alla företag som studeras omfattas av EU:s revisionspaket, men tidsperioden som studeras är innan implementeringen av de nya reglerna (juni 2016) då studien inte ämnar undersöka effekterna av EU:s revisionspaket.

För att beräkna absoluta diskreta periodiseringar används data tillhandahållen av Jonas Råsbrant, universitetslektor vid Uppsala Universitet, insamlad från Thomson Reuters Datastream. Listan innehåller data på svenska företags balans-, kassaflöde- och resultatrapporter. De företagsår där fullständiga data ej finns tillgänglig för beräkning av absoluta diskreta periodiseringar exkluderas. Även finansbolag, exempelvis banker och försäkringsbolag, exkluderas då de inte lyder under samma lagar och revisionsregler (SFS 1995:1554). Liknande exkludering av finansbolag har gjorts i tidigare litteratur inom området (Chen et al. 2008).

För insamling av data granskas 2982 årsrapporter och det slutliga antalet företagsår som används för beräkning av absoluta diskreta periodiseringar är 383 stycken. För slutlig urvalsprocess se tabell 1.

10 Tabell 1. Urvalsdata

Urval och bortfall Antal observationer

Antal företagsår från företag på Nasdaq Stockholm Large- och Mid Cap 2982

Antal företagsår där byte av revisor ej identifierats hos företaget -1798

Antal företagsår från finansiella företag -171

Antal företagsår innan byte -443

Antal företagsår utan fullständiga data -187

Slutligt urval 383

Tabell 1 visar urvalsprocessen. Det ursprungliga antalet företagsår är antalet årsrapporter från företag listade på Nasdaq Stockholm Large- och Mid Cap som finns tillgängliga via Retriever Business. Initialt exkluderas alla företag där ett byte av revisionsbyrå inte kan identifieras via deras årsrapporter.

Därefter exkluderas alla företagsår från finansiella företag. Sedan exkluderas alla företagsår innan ett första identifierat byte och slutligen exkluderas de företagsår där fullständiga data för beräkning av diskreta periodiseringar ej finns tillgänglig. Det slutliga antalet företagsår som studeras är 383 st.

4.2 Revisionskvalitet

För att mäta revisionskvaliteten utgår tidigare studier från mått på absoluta diskreta periodiseringar (Johnson et al. 2002; Myers et al. 2003; Chen et al. 2008), där absoluta diskreta periodiseringarna används som proxy för earnings management och således revisionskvalitet.

Myers et al. (2003) definierar högre revisionskvalitet som då revisorn ställer högre krav och gör hårdare åtstramningar på företagen, vilket leder till att den operativa företagsledningen inte kan justera rapporterna, earnings management, i samma utsträckning. Således anser Myers et al.

(2003) att när absoluta diskreta periodiseringar går ner, minskar earnings management, och revisionskvaliteten ökar. Denna proxy överensstämmer med DeAngelos (1981) definition av revisionskvalitet, eftersom om revisorn upptäcker och rapporterar fel (hårdare åtstramning) är revisionskvaliteten hög. Baserat på tidigare litteratur (DeAngelo 1981; Johnson et al. 2002;

Myers et al. 2003; Chen et al. 2008) används således mått på absoluta diskreta periodiseringar för att dra slutsatser om revisionskvaliteten.

I denna studie genomförs en tvärsnittsstudie som jämför data från olika företag. Likt tidigare studier (Johnson et al. 2002; Myers et al. 2003; Chen et al. 2008) kommer denna att använda en modifierad version av Jones Model (DeFond & Park 1997) för att beräkna och mäta absoluta

11 diskreta periodiseringar. Det finns även andra modeller som kan användas, exempelvis Healy Model (Healy 1985), Industry Model (Dechow & Sloan 1991) och Jones Model (Jones 1991).

Enligt Kothari (2001) är dock Jones Model och modifierade Jones Model de mest använda av modellerna historiskt sett, med anledning av att de presterar bättre än de andra modellerna när det gäller specifikation och förklaringsgrad. Den modifierade Jones Model mäter nivån av earnings management genom att studera totala diskreta periodiseringar (DeFond & Park 1997).

De diskreta periodiseringarna är resultatet av det Schipper (1989) beskriver som de medvetna valen företagsledningen gör när de felaktigt rapporterar siffror med målet att generera personlig vinning.

Det första steget i den modifierade Jones Model (DeFond & Park 1997) är att beräkna företagets totala periodiseringar för varje år, där följande modell används:

Formel 1:

𝑇𝐴_𝑖𝑡 = 𝛥𝐶𝐴_𝑖𝑡− 𝛥𝐶𝐿_𝑖𝑡− 𝛥𝐶𝑎𝑠ℎ_𝑖𝑡 + 𝛥𝑆𝑇𝐷_𝑖𝑡− 𝛥𝐷𝑒𝑝_𝑖𝑡

Där i är företaget och t är tidpunkt.

𝛥𝐶𝐴_𝑖𝑡 = Förändringar i omsättningstillgångar 𝛥𝐶𝐿_𝑖𝑡 = Förändringar i kortfristiga skulder 𝛥𝐶𝑎𝑠ℎ_𝑖𝑡 = Förändringar i likvida medel

𝛥𝑆𝑇𝐷_𝑖𝑡 = Förändrningar i leverantörsskulder (ingår i kortfristiga skulder) 𝛥𝐷𝑒𝑝_𝑖𝑡 = Förändringar i avskrivningskostnader och nedskrvningskostnader

I det andra steget beräknas estimerade normala periodiseringar för respektive företag (se höger led i formel 2). Både totala periodiseringar (vänster led formel 2) och estimerade normala periodiseringar divideras med företagets totala tillgångar från föregående år för att kunna jämföra företag oavsett storlek. För att beräkna diskreta periodiseringar jämförs sedan de totala periodiseringarna med de estimerade normala periodiseringarna genom en regressionsanalys.

Residualer från regressionsanalysen, periodiseringar som modellen ej kan förklara, är de diskreta periodiseringarna (eror-termen i formel 2). På grund av problematik med kurtosis och skevhet har data på de diskreta periodiseringarna 2 % winsoriserats. De diskreta

12 periodiseringarna omvandlas sedan till absoluta värden som används som proxy för revisionskvaliteten.

Formel 2:

𝑇𝐴_𝑖𝑡⁄𝐴_𝑖𝑡−1 = 𝑎_𝑡[1 𝐴⁄ _𝑖𝑡−1] + 𝑏_1𝑡[(𝛥𝑅𝐸𝑉_𝑖𝑡 − 𝛥𝐴𝑅_𝑖𝑡) 𝐴⁄ _𝑖𝑡−1] + 𝑏_2𝑡[𝑃𝑃𝐸_𝑖𝑡⁄𝐴_𝑖𝑡−1]+ ɛ_𝑖𝑡

Där i är företaget och t är tidpunkt.

𝑇𝐴_𝑖𝑡 = Totala periodiseringar 𝐴_𝑖𝑡−1 = Totala tillgångar

𝛥𝑅𝐸𝑉_𝑖𝑡 = Förändringar i intäkter 𝛥𝐴𝑅_𝑖𝑡 = Förändringar i kundfordringar 𝑃𝑃𝐸_𝑖𝑡 = Anläggningstillgångar (brutto) ɛ_𝒊𝒕 = Felterm

4.3 Audit-firm tenure

Audit-firm tenure är längden på ett revisionsuppdrag en revisionsbyrå innehar hos ett företag.

Audit-firm tenure är kortast direkt efter det att ett företag byter revisionsbyrå och blir sedan längre med revisionsuppdragets längd. Exempelvis, om ett byte har identifierats och ett företags har granskats av byrå “P” år 2002 och byrå “K” år 2003, blir audit-firm tenure följande: ett för år 2003, två för 2004, tre för 2005 och så vidare. Johnson et al. (2002) och Chen et al. 2008) delar upp audit-firm tenure i tre grupper, kort, medellång och lång audit-firm tenure. På grund av det lägre antalet observationer kommer audit-firm tenure att delas in i två grupper, kort och lång audit-firm tenure, likt Medhat och Mohamed (2018). Likt Johnson et al. (2002) klassificeras audit-firm tenure som kort när den är tre år eller kortare. Den korta perioden jämförs sedan med resterande observationer, vilka klassificeras som lång audit-firm tenure, det vill säga fyra år eller längre.

4.4 Kontrollvariabler

Studien använder tre kontrollvariabler i regressionsanalysen; företagets storlek (SIZE), operativa intäkter (OCF) och skuldsättningsgrad (LEV). För att studera om det föreligger multikollinearitet, det vill säga om två eller fler av de oberoende variablerna är korrelerade,

13 genomförs ett korrelationstest och ett VIF-test (Variance Infaltion Factor). Enligt Andersson, Jorner och Ågren (2007) föreligger multikollinearitet när VIF-testets resultat antar värden överstigande 10.

I denna studie kontrolleras det för företagens storlek, likt tidigare empiriska studier (Johnson et al. 2002; Myers et al. 2003; Chen et al. 2008). Jonson et al. (2002) kontrollerar för

storleken med motivationen att större företag har mer avancerade redovisningssystem vilket leder till att de producerar bättre rapporter. Även Myers et al. (2003) finner att storleken på företaget har inverkan på resultaten, där större företag har mindre earnings management jämfört med mindre företag. Denna studie mäter storlek som den naturliga logaritmen av företagets totala bokförda tillgångar, likt Chen et al. (2008).

𝑆𝐼𝑍𝐸_𝑖𝑡 = ln(𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙𝑎 𝑡𝑖𝑙𝑙𝑔å𝑛𝑔𝑎𝑟_𝑖𝑡)

Den andra kontrollvariabeln som används är operativa intäkter. Även denna variabel kontrolleras för i tidigare studier (Johnson et al. 2002; Myers et al. 2003; Chen et al. 2008;

Medhat & Mohamed 2018). Operativa intäkter inkluderas i testet då företag med höga

operativa intäkter ofta presterar bättre och dessa höga intäkter generellt är negativt korrelerade med diskreta periodiseringar (Myers et al. 2003). Medhat och Mohamed (2018) menar dock motsatsen, de finner bevis för att operativa intäkter är positivt korrelerade med diskreta periodiseringar. Likt Johnson et al. (2002) kommer operativa intäkter att mätas i relation till företagets storlek, det vill säga den naturliga logaritmen av företagets bokförda värde av föregående års totala tillgångar. På grund av problematik med kurtosis och skevhet har data angående operativa intäkter 2 % winsoriserats.

𝑂𝐶𝐹_𝑖𝑡 = 𝑂𝑝𝑒𝑟𝑎𝑡𝑖𝑜𝑛𝑒𝑙𝑙𝑎 𝑖𝑛𝑡ä𝑘𝑡𝑒𝑟_𝑖𝑡 ln(𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙𝑎 𝑡𝑖𝑙𝑙𝑔å𝑛𝑔𝑎𝑟_𝑖𝑡−1)

Sista variabeln som kontrolleras för är skuldsättningsgrad. Anledningen till att variabeln inkluderas är att tidigare studier finner ett positivt samband mellan skuldsättningsgrad och diskreta periodiseringar (Johnson et al. 2002; Medhat & Mohamed 2018). Johnson et al.

(2002) diskuterar att hög skuldsättningsgrad, vilket författarna likställer med ekonomiska problem, kan leda till att företagsledningen är mer motiverade att justera finansiella rapporter.

Skuldsättningsgraden beräknas på samma sätt som i dessa studier (Johnson et al. 2002;

14 Medhat & Mohamed 2018), det vill säga relationen mellan företagets totala skulder och totala tillgångar.

𝐿𝐸𝑉_𝑖𝑡 = 𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙𝑎 𝑠𝑘𝑢𝑙𝑑𝑒𝑟_𝑖𝑡 𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙𝑎 𝑡𝑖𝑙𝑙𝑔å𝑛𝑔𝑎𝑟_𝑖𝑡

Tabell 2. Variabeltabell

Variabel Förklaring Beräkning Källa

AFT Audit-firm tenure, längden på revisionsuppdraget - RB

UA Diskreta periodiseringar MJM TRD

|UA| Absoluta diskreta periodiseringar MJM TRD

TA Totala periodiseringar MJM TRD

CA Omsättningstillgångar - TRD

CL Kortfristiga skulder - TRD

Cash Likvida medel - TRD

STD Leverantörsskulder - TRD

Dep Avskrivnings- och nedskrivningskostnader - TRD

REV Intäkter - TRD

AR Kundfordringar - TRD

PPE Anläggningstillgångar - TRD

A Totala tillgångar - TRD

ɛ Felterm MJM TRD

SIZE Företagets storlek, naturliga logaritmen av

företagets totala tillgångar ln(Totala tillgångar TRD LEV Skuldsättningsgrad, totala skulder dividerat med

totala tillgångar

(Totala skulder)/(Totala

tillgångar) TRD

OCF

Operativa intäkter, beräknas genom operationella intäkter dividerat med föregående års totala tillgångar

(Operationell intäkter)/(ln(föregående

års totala tillgångar)

TRD Tabell 2 beskriver de variabler som används i studien. Kolumnen “Beräkning” beskriver hur variabeln beräknas. “Källa” förklarar vart informationen hämtas från. Förkortningen MJM står för Modifierad Jones Model (DeFond & Park 1997), RB står för Retriever Business och TRD står för Thomas Reuters Datastream.

15

4.5 Regressionsmodell

För att besvara hypotesen är det sista steget en regressionsanalys där sambandet mellan de absoluta värdena av diskreta periodiseringar (beroende variabel) och audit-firm tenure (oberoende variabel) undersöks. Absoluta värdet av diskreta periodiseringar används likt tidigare studier (Johnson et al. 2002; Myers et al. 2003; Chen et al. 2008; Medhat & Mohamed 2018). Utöver den oberoende variabeln, audit-firm tenure, kommer även kontrollvariablerna SIZE, OCF och LEV, som beskrivs ovan, att testas för att eliminera eventuella störningar (SCB 2018). Eftersom audit-firm tenure är indelad i två grupper används en så kallade dummyvariabel, vilken endast kan anta två värden, “0” och “1”. Kort audit-firm tenure (1 - 3 år) tilldelas dummyvariabeln “0” och lång audit-firm tenure (4 < år) tilldelas dummyvariabeln

“1”. Formeln som regressionsanalysen genomförs på baseras på modellen Johnson et al. (2002) använder, men med andra kontrollvariabler.

Formel 3:

|𝑈𝐴_𝑖𝑡|= 𝑎 + β₁(𝑂𝐶𝐹_𝑖𝑡⁄𝐴_𝑖𝑡−1) + β₂ 𝑆𝐼𝑍𝐸_𝑖𝑡+ β₃ 𝐿𝐸𝑉_𝑖𝑡+ β₄ 𝐴𝐹𝑇_𝑖𝑡 + ɛ_𝒊𝒕

|𝑈𝐴_𝑖𝑡| = Absolut värde av diskreta periodiseringar 𝑂𝐶𝐹_𝑖𝑡 = Operativa intäkter

𝑆𝐼𝑍𝐸_𝑖𝑡 = Naturliga logaritmen av totala tillgångar

𝐿𝐸𝑉_𝑖𝑡 = Skuldsättningsgrad (Totala skulder Totala tillgångar⁄ ) 𝐴𝐹𝑇_𝑖𝑡 = Audit firm tenure

𝑎 = Interceptet

4.6 Kritik mot metod

Primärdata för audit-firm tenure samlas in och behandlas manuellt genom granskning av de utvalda företagens årsrapporter. Den manuella insamlingen och bearbetningen kan medföra felaktigheter på grund av den mänskliga faktorn, exempelvis då två eller fler personer samlar in data kan det leda till att information tolkas subjektivt och således leda till skillnader i insamlingen. För att motverka problem med subjektivitet, samlas data till en början in gemensamt och därefter utvärderas tillvägagångssättet innan insamling av resterande data. Ett annat problem med den manuella inhämtningen är den varierande bildkvaliteten på de inskannade årsrapporterna. Som åtgärd exkluderas de företagsår där det inte går att tolka med

16 säkerhet vilken den ansvarige revisionsbyrån är. Vid granskning av årsrapporterna inhämtas endast information angående ansvarig revisionsbyrå och annan information tas inte i beaktning, vilket kan medföra att annan relevant information missas.

Den kritik som riktats mot modifierade Jones Model är bland annat att modellen feltolkar icke- diskreta periodiseringar som diskreta periodiseringar vilket kan ge en snedvriden bild av verkligheten (Habib 2004). Vidare lyfter Kothari (2001) allmän kritik mot mått på diskreta periodiseringar. Kritiken motiveras utifrån att modeller som mäter diskreta periodiseringar bygger på hypotesen att företagsledningen manipulerar finansiella siffror för att ge en mer positiv bild av företagets prestationer (Kothari 2001). Kothari (2001) beskriver istället en alternativ hypotes, att diskreta periodiseringar är justeringar för att framföra företagsledningens privata information, för att ge en mer korrekt bild av företagets prestationer. Trots kritiken hävdar Kothari (2001) att Jones Model och modifierade Jones Model är de mest använda modellerna inom forskningsområdet, då de presterar bättre än andra modeller när det gäller specifikation och förklaringsgrad.

5 Resultat

5.1 Deskriptiv statistik

I tabell 3 och tabell 4 redogörs studiens deskriptiva statistik. De variabler som beskrivs är diskreta periodiseringar (UA) och de absoluta värdena av diskreta periodiseringar (|UA|), där absoluta diskreta periodiseringar är undersökningens beroende variabel. I den deskriptiva statistiken inkluderas även kontrollvariablerna, företagets storlek (SIZE), skuldsättningsgraden (LEV) och operativa intäkter (OCF). Variabeln audit-firm tenure (AFT) inkluderas ej i tabell 3 då den endast uttrycks i binära värden (“0” och “1”). Det som kan observeras i tabell 3 är att medelvärdet för absoluta diskreta periodiseringar är högre för lång audit-firm tenure jämfört med kort audit-firm tenure, vilket indikerar att revisionskvaliteten försämras med lång audit- firm tenure. I den deskriptiva statistiken kan det däremot inte avgöras hur signifikanta resultaten är. Resterande variablernas medelvärden är relativt jämna vid jämförande mellan kort och lång audit-firm tenure. Tabell över kurtosis och skevhet för de olika variablerna återfinns i bilaga 1.

17 Tabell 3. Beskrivande statistik kort och lång audit-firm tenure

Kort audit-firm tenure Lång audit-firm tenure

(n=154) (n=229)

Min Max Medel Median Min Max Medel Median

UA -0,296 0,225 0,000 0,001 -0,306 0,316 -0,003 -0,004

|UA| 0,000 0,296 0,044 0,032 0,000 0,316 0,056 0,033 SIZE 12,475 19,399 15,772 15,753 11,916 19,370 15,814 15,729

LEV 0,000 0,623 0,212 0,210 0,000 0,758 0,218 0,201

OCF -0,348 0,481 0,113 0,111 -0,358 0,650 0,136 0,104

Tabell 3 visar deskriptiv statistik för samtliga observationer uppdelade i kort och lång audit-firm tenure.

Antalet observationer i gruppen kort audit-firm tenure är 154 stycken, lång audit-firm tenure är 229 observationer och totalt 383 observationer. UA är de diskreta periodiseringarna och är beräknade för varje observation med hjälp av modifierade Jones Model (DeFond & Park 1997). |UA| är det absoluta värdet av de diskreta periodiseringarna. SIZE är den naturliga logaritmen av företagets totala tillgångar. LEV är företagets skuldsättningsgrad och är relationen mellan totala skulder och totala tillgångar. OCF är företagets operationella intäkter och beräknas genom operationella intäkter dividerat med föregående års totala tillgångar.

18 Tabell 4. Beskrivande statistik samtliga observationer

Samtliga observationer (n=383)

Variabel Min Max Medel Median

UA -0,306 0,316 -0,002 -0,002

|UA| 0,000 0,316 0,051 0,033 SIZE 11,916 19,399 15,797 15,734

LEV 0,000 0,758 0,216 0,204

OCF -0,358 0,650 0,126 0,105

AFT 0,000 1,000 0,598 1,000

Tabell 4 beskriver statistiken för samtliga 383 observationer utan uppdelning. AFT är audit-firm tenure och beräknas från det företagsår då ett byte av revisionsbyrå identifieras. De tre första företagsåren ingår i gruppen kort audit-firm tenure och tilldelas dummyvariabeln “0” och resterande år ingår i gruppen lång audit-firm tenure och har dummyvariabeln “1”. För beskrivning av resterande variabler se tabell 3.

5.2 Korrelationstest

För stark korrelation mellan de undersökta variablerna kan ge missvisande resultat i regressionsanalysen. Därför genomförs ett korrelationstest som undersöker korrelationen mellan undersökningens variabler; absoluta diskreta periodiseringar (|UA|), audit-firm tenure (AFT), företagsstorlek (SIZE), skuldsättningsgrad (LEV) och operationella intäkter (OCF), se tabell 5. Resultat nära +1 eller -1, indikerar på att starkare korrelation föreligger. Det identifieras inget starkare samband då de starkast korrelerade variablerna är företagsstorlek och skuldsättningsgrad, som antar en positiv korrelation om 0,362. Det som kan utläsas i korrelationstestet, likt den deskriptiva statistiken, är att korrelationen mellan audit-firm tenure och absoluta diskreta periodiseringar är positivt, vilket ytterligare indikerar att revisionskvaliteten försämras med audit-firm tenure. Det kan även observeras att korrelationen mellan audit-firm tenure och absoluta diskreta periodiseringar är statistiskt signifikant på 5 %.

19 Tabell 5. Korrelationstest

|UA| AFT SIZE LEV OCF

|UA| 1

AFT 0,102** 1

SIZE -0,211*** 0,012 1

LEV -0,162*** 0,021 0,362*** 1

OCF 0,219*** 0,098* -0,221*** -0,203*** 1

Tabell 5 visar korrelationen mellan variablerna |UA|, AFT, SIZE, LEV, och OCF. För variabelbeskrivning se tabell 3 och 4. Vid * är resultatet signifikant på en 10%-nivå, ** på en 5%-nivå och *** på en 1%-nivå.

5.3 VIF-test

För att ytterligare säkerställa att undersökningens oberoende variabler ej är för beroende av varandra genomförs ett VIF-test. Resultaten från VIF-testet visar att det ej förekommer multikollinearitet, då det högst värdet är 1,182, vilket är väl under gränsen på 10 (Andersson et al. 2007).

Tabell 6. VIF-test

Variabel VIF

AFT 1,012

SIZE 1,182

LEV 1,174

OCF 1,083

Tabell 6 presenterar VIF-testets resultat och mäter multikollinearitet mellan variablerna. Ett värde överstigande 10 indikerar att multikollinearitet föreligger. För variabelbeskrivning se tabell 3 och 4.

5.4 Regressionsanalys

Slutligen genomförs en regressionsanalys för att antingen kunna acceptera eller förkasta hypotesen: Revisionskvaliteten är lägre under kort audit-firm tenure jämfört med lång audit- firm tenure. För att hypotesen ska accepteras krävs det en negativ koefficient för den oberoende variabeln audit-firm tenure. Om koefficienten är negativ visar det på att absoluta diskreta periodiseringar minskar med audit-firm tenure och således ökar revisionskvaliteten. I tabell 7

20 kan det utläsas att koefficienten för den oberoende variabeln audit-firm tenure är positiv, med ett värde på 0,0106, och statistiskt signifikant på en 10 % nivå enligt p-värdet, vilket medför att inget stöd för hypotesen hittas.

Tabell 7. Regressionsanalys för audit-firm tenure

Oberoende variabler H0 Koefficient t-värde p-värde

AFT - 0,0106 1,8172 0,0700*

Konstant 0,1184 4,2173 <0,0001***

SIZE - -0,0049 -2,7735 0,0058***

LEV + -0,0282 -1,4545 0,1466

OCF ? 0,0807 3,1600 0,0017***

Justerat R2 0,0786

Standardfel 0,0557

Antal 383

Tabell 7 beskriver sambandet mellan den beroende variabeln, absoluta diskreta periodiseringar, och de oberoende variablerna; företagsstorlek (SIZE), skuldsättningsgrad (LEV) och operativa intäkter (OCF) (för mer utförlig variabelbeskrivning se tabell 3 och 4). Antalet observationer är 383 stycken.

Koefficienten förklarar hur den beroende variabeln beror på de oberoende variablerna. H0 är den förväntade riktningen på koefficienten. t-värdet förklarar resultatens signifikans där ett värde på +/- 1,96 indikerar en signifikansnivå på 5%. p-värdet beskriver även signifikansen i resultaten, där “*”

beskriver nivån av signifikans. Vid * är resultatet signifikant på en 10%-nivå, ** på en 5%-nivå och

*** på en 1%-nivå.

Resultatet som presenterar sambandet mellan audit-firm tenure och revisionskvalitet är ej i linje med majoriteten av tidigare empiriska studier (Johnson et al. 2002; Myers et al. 2003; Chen et al. 2008; Carcello & Nagy 2004), vilka finner att revisionskvaliteten är lägst i början av audit- firm tenure där Myers et al. (2003) och Chen et al. (2008) även finner att revisionskvaliteten förbättras vid lång audit-firm tenure. Johnson et al. (2002) och Myers et al. (2003) argumenterar för att deras resultat beror på att den initiala kunskapsbristen hos revisorn leder till en sämre revisionskvalitet vid kort audit-firm tenure, vilket Knapp (1981) beskriver som

21 inlärningskurvan hos revisorn. Resultaten i denna studie indikerar att kunskapsfaktorn antingen inte är betydande, eller har mindre påverkan än andra faktorer.

Då denna studie likt Johnson et al. (2002) och Myers et al. (2003) finner att större företag har en lägre nivå av earnings management, kan storleken på företagen inkluderade studier således påverka resultat. Eftersom denna studie endast undersöker stora företag, till skillnad från Johnson et al. (2002) och Myers et al. (2003), indikerar resultaten att det även föreligger skillnader i hur audit-firm tenure påverkar revisionskvaliteten mellan företag av olika storlek.

Storleken kan således vara en förklaring till de olika resultaten mellan denna studie och studierna av Johnson et al. (2002) och Myers et al. (2003).

Resultaten i denna studie liknar det som Chi och Huang (2005) finner i sin studie, nämligen att revisionskvaliteten försämras vid lång audit-firm tenure som enligt författarna beror på att revisorn blir för familjär med företaget. Chi och Huang (2005) finner att revisionskvaliteten försämras först efter fem år, vilket skiljer sig från denna studie som finner att den försämras efter tre år. Skillnaden kan möjligen förklaras av att studierna genomförs i olika lände, eftersom Johnson et al. (2002), Myers et al. (2003) och Chen et al. (2008) hävdar att olika lagar och system påverkar resultaten. Vidare beskriver Chi och Huang (2005) att familjaritet hotar revisorns oberoende, vilket DeAngelo (1981) hävdar är vitalt för en hög revisionskvalitet.

Baserat på Chi och Huang (2008) och DeAngelo (1981) indikerar resultaten i denna studie att revisorn blir mer familjär med längre audit-firm tenure, vilket leder till att revisorns oberoende sjunker och därmed försämras revisionskvaliteten. Detta är även i linje med det som beskrivs i statens offentliga utredningar (2015:49), vilket är att obligatorisk byrårotation är nödvändigt för att stärka revisorns oberoende och således höja revisionskvaliteten.

Då denna studie finner att revisionskvaliteten försämras vid lång audit-firm tenure, styrker det argumentationen Hoyle (1978) för angående revisorns incitament. Baserat på Hoyles (1978) argument kan resultaten i denna studie förklaras av att revisorns incitament övergår med audit- firm tenure till att tjäna företagsledningen istället för samhället, på grund av att revisorn vill behålla företaget som kund, vilket leder till försämrad revisionskvalitet. Den sjunkande revisionskvaliteten i denna studie kan även tänkas förklaras av att revisorn blir mindre engagerad och latare vid lång audit-firm tenure jämfört med kort (ibid.) Hoyles (1978) argumentation är likt det Shockley (1981) beskriver som inlärt självförtroende. Baserat på Shockley (1981) kan den sjunkande revisionskvaliteten i denna studie förklaras av att revisorn

22 får ett inlärt självförtroende vid lång audit-firm tenure, vilket innebär att revisorn anstränger sig mindre med tiden och är mindre kreativ jämfört med kort audit-firm tenure.

I regressionsanalysen kan det utläsas att förklaringsgraden, justerade R2, är 7,9 %. Studeras kontrollvariablerna går det att utläsa att storleken på företaget har en negativ effekt på absoluta diskreta periodiseringar, med en koefficient på -0,0049, vilket var förväntat. Värdena är signifikanta på en 1% nivå och är i linje med både Myers et al. (2003) och Johnson et al. (2002) resultat som även de visar en negativ relation mellan företagets storlek och absoluta diskreta periodiseringar. Resonemanget kring denna studiens resultat liknar både det Myers et al. (2003) och Johnson et al. (2002) diskuterar, nämligen att större företag kan investera i mer avancerade redovisningssystem vilket genererar rapporter med högre kvalitet (Johnsons et al. 2002) och att större företag generellt har stabilare periodiseringar (Myers et al. 2003).

Skuldsättningsgraden har enligt regressionsanalysen ett negativt samband med absoluta diskreta periodiseringar, vilket inte är enligt den förväntade riktningen. Resultatet är i motsatt riktning jämfört med Johnson et al. (2002) samt Medhat och Mohamed (2018). Således styrker resultatet i denna studie inte argumentationen av Johnson et al. (2002) att företagsledningens incitament för justering av rapporter ökar vid hög skuldsättningsgrad. Sambandet är däremot inte statistiskt signifikant, vilket innebär att det inte kan dras några slutsatser angående sambandet mellan skuldsättningsgraden och absoluta diskreta periodiseringar med statistisk säkerhet.

Sista variabeln som kontrolleras för är operationella intäkter. Det som kan utläsas ur tabell 7 är att operationella intäkter har en positiv koefficient på 0,0807 och är statistiskt signifikant på 1

%. Resultatet visar att absoluta diskreta periodiseringar ökar med operationella intäkter, vilket är i linje med Myers et al. (2003) resultat. Myers et al. (2003) hävdar att företag med höga operationella intäkter ofta presterar bättre, vilket generellt är negativt korrelerat med diskreta periodiseringar. Då Medhat och Mohamed (2018) finner motsatsen i sin studie fanns ingen förväntad riktning på koefficienten.

Slutligen kan det konstateras att studien inte finner stöd för hypotesen då resultaten visar att de absoluta diskreta periodiseringarna ökar med audit-firm tenure och följaktligen att revisionskvaliteten blir sämre med audit-firm tenure. Resultaten i denna studie visar vidare att revisorns roll som kontrollmekanism, enligt principal-agent teorin (Jensen & Meckling 1976), tappar sin funktion med audit-firm tenure och därför kan inte principalerna i samma utsträckning förlita sig på revisorns granskning vid lång audit-firm tenure. Studiens utfall

23 indikerar även att rotation av revisionsbyrå förbättrar revisionskvaliteten och således att de nya reglerna angående obligatoriska byrårotationen i EU:s revisionspaket är motiverade, då de syftar till att öka revisionskvaliteten.

6 Slutsats

Studien har sin utgångspunkt i införandet av obligatorisk byrårotation i och med EU:s revisionspaket. Syftet med studien är att undersöka hur audit-firm tenure påverkar revisionskvaliteten hos svenska företag, noterade på Nasdaq Stockholm Large- och Mid Cap, för att bidra med underlag till debatten om obligatorisk byrårotation. Likt tidigare studier (Johnson et al. 2002; Myers et al. 2003; Chen et al. 2008) används absoluta diskreta periodiseringar som proxy för earnings management, vilket i sin tur används som estimat för revisionskvalitet. Tidsperioden som undersöks är år 2000 till år 2016, vilket är innan införandet av obligatorisk byrårotation i Sverige. Det slutliga antalet företagsår som undersöks i studien är 383 stycken.

Denna studie finner likt tidigare forskning (Johnson et al. 2002; Myers et al. 2003; Carcello &

Nagy 2004; Chi och Huang 2005; Chen et al. 2008; Medhat & Mohamed 2018) att audit-firm tenure har en inverkan på revisionskvaliteten. Enligt resultaten i denna studie försämras revisionskvaliteten med audit-firm tenure, vilket ej är i linje med studierna av Johnson et al.

(2002), Myers et al. (2003), Carcello och Nagy (2004), Chen et al. (2008) samt Medhat och Mohamed (2018), då dessa studier finner att revisionskvaliteten inte försämras med audit-firm tenure. Studiens resultat är däremot i linje med det Chi och Huang (2005) finner, vilka hävdar att när revisionsbyrån blir för familjär med företaget, vid längre audit-firm tenure, försämras revisionskvaliteten. Slutligen indikerar denna studies resultat att när audit-firm tenure blir längre har faktorerna revisorns oberoende, incitament och familjariteten tillsammans en större påverkan på revisionskvaliteten än revisorns kunskap.

Avslutningsvis konstateras det att för svenska företag noterade på Nasdaq Stockholm Large- och Mid Cap försämras revisionskvaliteten med audit-firm tenure, vilket indikerar att obligatorisk byrårotation är motiverat för att öka revisionskvaliteten. Resultaten i denna studie bidrar således med underlag till debatten om obligatorisk byrårotation. Värt att notera är att studiens slutsats gäller under frivillig rotation, innan införandet av EU:s revisionspaket, och kan således endast ge indikationer om effekterna av EU:s revisionspaket och obligatorisk

24 byrårotation. Utöver bidrag med underlag till debatten om obligatorisk byrårotation, kan studiens resultat även tänkas vara relevant för investerare och andra intressenter.

6.1 Studiens tillförlitlighet

Denna studie kan argumenteras för att generellt klassas som tillförlitlig i sitt tillvägagångssätt och genomförande, på grund av att studien använder liknande metoder och tillvägagångssätt som tidigare forskning. En brist i studien är det slutliga antal observationer. En anledning till det låga antalet observationer är den tidskrävande process som krävs för insamling av data angående audit-firm tenure, där alla företags årsrapporter studeras manuellt. En annan anledning är de data som finns tillgänglig, där ett stort antal företag exkluderas på grund av att det inte finns fullständiga data för att göra de beräkningar som krävs. I Sverige finns inte data angående audit-firm tenure tillgängligt via någon offentlig databas och inhämtas och beräknas därför manuellt i denna studie. Den manuella inhämtningen kan tänkas medföra brister i insamlade data, vilket inte är ett problem i tidigare studier där data angående audit-firm tenure finns tillgänglig via offentliga databaser.

Metoden använd i denna studie, modifierad Jones Model, är relevant att diskutera i detta avsnitt med hänsyns till den kritik som lyfts mot modellen (Kothari 2001; Habib 2004). Trots kritik anses modifierad Jones Model vara tillförlitlig, då modellen är den mest korrekta inom forskningsområdet och den mest använda modellen i tidigare forskning (Kothari 2001).

Indelningen av audit-firm tenure, kort och lång, baseras på tidigare studier, men skiljer sig mot majoriteten av tidigare studier som delar in audit-firm tenure i tre grupper; kort, medel och lång.

Valet av två grupper är en följd av antalet observationer, där ett val av tre grupper leder till för få observationer i respektive grupp. Med för få observationer ökar risken för att inte uppnå signifikanta resultat. Indelningen anses dock vara tillförlitlig då Medhat och Mohamed (2018) gör samma indelning i sin studie.

När det gäller regressionstestets resultat bör det tas i beaktning att endast riktningen på koefficienterna tolkas, men att flertalet är nära noll. Således är påverkan från de oberoende variablerna på den beroende i vissa fall låg. I modellen förklaras 7,9 % av förändringen i den beroende variabeln av de oberoende, vilket visar att det kan finnas fler oberoende variabler som förklarar sambandet bättre än de variabler som valts i denna studie. Värt att notera är att det inte kontrolleras för olika branscher, år eller makroekonomiska händelser som kan tänkas påverka resultaten i denna studie.

25

6.2 Framtida forskning

Framtida forskning bör beakta de brister som diskuteras i föregående avsnitt. Det skulle kunna vara intressant att utveckla denna studie med ett större antal observationer, vilket framtida forskning kan uppnå genom att inkludera fler företag, exempelvis företag noterade på Nasdaq Stockholm Small Cap samt andra listor. Det kan även vara relevant att studera onoterade företag, där antalet möjliga observationer är betydligt fler, samt att studera om det finns skillnader mellan noterade och onoterade företag. Även andra kontrollvariabler skulle kunna undersökas och inkluderas för att uppnå en högre förklaringsgrad jämfört med denna studie.

En annan aspekt som kan undersökas i framtida forskning är hur sambandet mellan audit-firm tenure och revisionskvalitet skiljer sig åt mellan små och stora företag. Då studien finner att revisionskvaliteten går ner med audit-firm tenure, vilket ej är i linje med en stor del av tidigare studier, är det därför av intresse att vidare undersöka hur storleken på företag påverkar sambandet mellan audit-firm tenure och revisionskvalitet.

Ett förslag på framtida forskning skulle även kunna vara att använda andra modeller än modifierad Jones Model, för att se om resultaten är beroende av den modell som används eller för att ytterligare kunna säkerställa resultaten. Det är även relevant att i Sverige studera andra aspekter än diskreta periodisering och earnings management, exempelvis frekvensen av bedrägerianmälningar under olika audit-firm tenure likt Carcello och Nagy (2004).

Värt att notera är att denna studie och tidigare studier endast undersöker effekterna av frivillig rotation av revisionsbyrå, och kan således inte dra slutsatser angående effekterna av obligatorisk byrårotation. Det är därför relevant att i framtiden genomföra liknande studier på sambandet mellan audit-firm tenure och revisionskvalitet när företag tvingas rotera revisionsbyrå, för att då kunna dra slutsatser angående effekterna av EU:s revisionspaket och obligatorisk byrårotation.