Revision och resultatkvalitet: effekten av frivillig revision

(1)

Revision och resultatkvalitet -

effekten av frivillig revision

Kandidatuppsats 15 hp

Företagsekonomiska institutionen Uppsala universitet

HT 2018

Datum för inlämning: 2019-01-18

Patrik Ejerhed Jobjörn Folkesson

Handledare: Michael Grant

(2)

Sammanfattning

Den här uppsatsen undersöker vilka effekter frivillig revision, som möjliggjorts genom slopan- det av revisionsplikten, har på resultatkvaliteten i svenska aktiebolag. Våra resultat indikerar, i motsats till förväntningarna utifrån tidigare studier av främst obligatorisk revision, att den fri- villiga revisionen verkar försämra resultatkvaliteten. Om detta beror på metodologiska brister som till exempel utelämnandet av relevanta kontrollvariabler eller om revisionens effekter helt enkelt ändras i och med att den inte längre är lagstadgad måste undersökas vidare för att fast- ställas.

Nyckelord: resultatmanipulation, diskretionära periodiseringar, frivillig revision, resultatkvali-

tet, slopad revisionsplikt, små aktiebolag

(3)

Innehållsförteckning

1 Introduktion ... 1

1.1 Bakgrund ... 1

1.2 Problemdiskussion ... 2

1.3 Syfte och frågeställning ... 3

1.4 Disposition ... 4

2 Teori ... 4

2.1 Teoretiskt ramverk ... 4

2.1.1 Definition av resultatkvalitet ... 4

2.1.2 Relationen mellan resultatkvalitet och resultatmanipulation ... 5

2.1.3 Proxys för resultatkvalitet och resultatmanipulation ... 5

2.2 Tidigare studier om resultatkvalitet ... 6

2.2.1 Företagsspecifika faktorer som påverkar resultatkvalitet ... 6

2.2.2 Om samband mellan revision och resultatkvalitet ... 7

2.3 Om avskaffande av revisionsplikt för mindre aktiebolag ... 8

2.3.1 Lagändringens förarbeten ... 8

2.3.2 Myndigheters utvärderingar ... 9

2.3.3 Efterfrågan på revision efter slopad revisionsplikt... 10

2.4 Summering ... 10

3 Metod ... 11

3.1 Introduktion till metod ... 11

3.2 Dataurval ... 11

3.2.1 Urval ... 11

3.2.2 Validering ... 13

3.3 Operationalisering ... 13

3.3.1 Den oberoende variabeln: förekomsten av extern revision ... 13

(4)

3.3.2 Den beroende variabeln: resultatmanipulation ... 13

3.3.3 Kontrollvariabler ... 14

3.4 Regressionsmodell ... 16

3.5 Metodens begränsningar ... 16

4 Resultat ... 18

4.1 Deskriptiv statistik och korrelationer ... 18

4.2 Regressionsanalyser ... 20

4.3 Förklaringar ... 21

4.3 Robusthetstester ... 22

5 Konklusion ... 24

5.1 Slutsatser ... 24

5.2 Studiens tillförlitlighet ... 24

5.3 Förslag till vidare forskning ... 25

Källförteckning ... 26

(5)

1 Introduktion

1.1 Bakgrund

Länge fanns ingen allmän revisionsplikt för aktiebolag i Sverige. Så sent som 1975 avfärdades planer på ett införande med hänvisning till de stora kostnadsökningar det skulle innebära. Några år senare, 1978, presenterade Brottsförebyggande rådet en promemoria angående hur den väx- ande kriminaliteten bör bekämpas, och ett av förslagen var införandet av allmän revisionsplikt för aktiebolag. Från den 1 januari 1983 ålades alla nystartade aktiebolag att utse en revisor, och 1988 utsträcktes denna plikt även till äldre bolag. Den allmänna revisionsplikten var ett faktum (Precht, 2008; Ryberg, 2011).

Sverige anslöt sig till Europeiska Unionen 1995. I EU är revisionsplikt norm sedan det fjärde bolagsdirektivet antogs 1978, dock med möjlighet att undanta små företag (78/660/EEG). I vissa EU-länder har allmän revisionsplikt för aktiebolag aldrig förekommit. I andra har det fö- rekommit men avskaffats, till exempel i Storbritannien som avskaffade sin runt millennieskiftet.

Efter att Finland och Danmark avskaffat sina revisionsplikter år 2007 var det bland EU-länderna endast Sverige och Malta som fortfarande tillämpade en allmän revisionsplikt (Ryberg, 2011).

I syfte att minska administrativa kostnader och regelbörda slopades den allmänna revisionsplik- ten år 2010 även i Sverige. Nu gäller att mindre privata aktiebolag under vissa villkor (kring antal anställda, balansomslutning och nettoomsättning) i bolagsordningen får ange att bolaget inte ska ha revisor (SFS 2005:551).

Regeringen har inte utvärderat lagändringen, men den har fått kritik från bland annat Ekobrotts-

myndigheten (Lundin & Backeström, 2016) och Riksrevisionen (Lindberg & Colo, 2017) för

att underlätta ekonomisk brottslighet och orsaka fler fel i årsredovisningarna. Även branschor-

ganisationen FAR har kritiserat reformen (FAR, 2017). Detta till trots har riksdagen, i syfte att

minska mängden administration för företagare, uttryckt att regeringen bör överväga att undanta

ytterligare fler företag från revisionsplikten (Lennartsson, 2017). Regeringen har dock meddelat

att de inte kommer vidta några åtgärder med anledning av riksdagens tillkännagivande och inte

heller utöka revisionsplikten med anledning av Riksrevisionens rapport (Regeringen, 2018).

(6)

1.2 Problemdiskussion

Behovet av revision kan motiveras utifrån principal-agent-teori, där en uppdragsgivare (i sam- manhanget kallad “principalen”) har ett behov av att kontrollera prestationerna hos en upp- dragstagare (i sammanhanget “agenten”) för att säkerställa att agenten agerar i principalens in- tresse. Ett vanligt exempel är just aktiebolag, där aktieägarna inte nödvändigtvis utgör led- ningen för företaget. Ledningen har till skillnad från aktieägarna insyn i drift och skötsel av företaget och därför uppstår en informationsassymmetri (Jensen & Meckling, 1976). För privata bolag kan det vara samhället/staten som utgör principalen, och kräva revision eftersom företa- gets resultat ligger till grund för skatteberäkning. Alternativt kan principalen vara företaget och agenten en extern redovisningskonsult, där företaget har incitament att anlita en revisor för att kontrollera redovisningskonsultens arbete (Niemi, Kinnunen, Ojala, & Troberg, 2012).

Under 1990-talet diskuterades vikten av finansiell rapportering, specifikt värderelevansen

¹

, ett mått på hur relevant finansiella rapporter såsom årsredovisningar, kvartalsrapporter och dylikt är för investeringsbedömningar. Vissa menade att den rådande redovisningsmodellen inte på ett tillräckligt sätt erkänner och mäter de tillgångar som skapar värde för delägare. Francis och Schipper (1999) visar att den finansiella rapporteringen är fortsatt relevant för en mängd intres- senter, men för att finansiella rapporter ska vara användbara krävs även att de återger verklig- heten på ett korrekt sätt. För detta används termen resultatkvalitet

²

. Ju högre resultatkvalitet, desto mer information om företagets finansiella prestation finns tillgänglig för beslutsfattare (Dechow, Ge, & Schrand, 2010).

Studier kring resultatkvalitet görs ofta på börsnoterade bolag, bland annat eftersom tillgången till data är bättre. Det förekommer dock studier även på små och privata företag, som till exem- pel om VD:s personliga egenskapers påverkan (Belot & Serve, 2017) och kring rapporteringsin- citament (som även inkluderade publika bolag) (Burgstahler, Hail, & Leuz, 2006). Burgstahler, Hail och Leuz (2006) exkluderade de allra minsta bolagen, medan Belot och Serve (2017) fo- kuserade specifikt på SME:er

³

. Det har också visats att resultatkvalitet generellt är högre hos publika bolag än privata bolag (Ball & Shivakumar, 2005; Givoly, Hayn, & Katz, 2010). Dessa studier indikerar också att man bör vara försiktig med att generalisera resultaten av studier kring resultatkvalitet till samtliga aktiebolag, oberoende av storlek.

1

Översättning av begreppet value relevance.

2

Översättning av begreppet earnings quality.

3

SME står för “small-to-medium enterprises”, det vill säga små till medelstora företag.

(7)

Revisorers påverkan på företags finansiella rapporter har också studerats i stor omfattning. En positiv korrelation mellan resultatkvalitet och en lång rad faktorer har påvisats, till exempel antal nedlagda timmar på revisionsuppdraget (Caramanis & Lennox, 2008), revisorns anseende (Kanagaretnam, Lim, & Lobo, 2010), storleken på revisionsbyrån (Becker, Defond, Jiambalvo,

& Subramanyam, 1998; Van Caneghem, 2004) och antal år revisionsuppdraget pågått (Chen, Lin, & Lin, 2008; Manry, Mock, & Turner, 2008; Myers, Myers, & Omer, 2003).

Studier kring slopandet av revisionsplikten förekommer, men hittills endast i andra länder än Sverige. Småföretags efterfrågan på revisionstjänster i Finland har undersökts med hjälp av både enkäter (Niemi, Kinnunen, Ojala, & Troberg, 2012) och arkivdata och intervjuer (Ojala, Collis, Kinnunen, Niemi, & Troberg, 2016). Även brittiska småföretags efterfrågan på revis- ionstjänster har studerats (Collis, Jarvis, & Skerratt, 2004). Endast Huguet och Gandía (2016) har specifikt studerat effekten av avsaknaden av revision på resultatkvaliteten och då i spanska privata företag som publicerades i en mindre renommerad tidskrift

⁴

, och där konstaterade man att icke-revision leder till lägre resultatkvalitet.

Sammanfattningsvis är det tydligt att revisorns egenskaper på olika sätt påverkar resultatkvali- teten hos de företag som genomgår revision. Även avsaknad av revision tycks påverka resultat- kvaliteten, men bortsett från studien av Huguet och Gandía (2016) där såväl obligatorisk som frivillig revision förekom, saknas empiriska studier kring specifikt effekten av utebliven revis- ion.

1.3 Syfte och frågeställning

Att revisionsplikten slopades gav upphov till en i Sverige ny form av revision: frivillig revision.

Hur införandet av frivillig revision och liknande lagregler i andra länder påverkat resultatkva- liteten hos små aktiebolag är ett i mångt och mycket outforskat område, särskilt i fråga om att avstå revision helt, och den här uppsatsen syftar till att fylla en del av det kunskapsgapet. Vår forskningsfråga är alltså: hur påverkar valet att ha respektive inte ha extern revision företagens resultatkvalitet bland de företag som är undantagna från revisionsplikten?

4

Specifikt Business Research Quarterly, som har en “impact factor” på 2,410 (Elsevier).

(8)

1.4 Disposition

Detta kapitel (1) har introducerat ämnet, diskuterat problemet, och presenterat syfte och fråge- ställning. Nästa kapitel (2) går igenom teori och tidigare forskning på området. Kapitlet därefter (3) förklarar uppsatsens metodologi och urval, varpå nästkommande kapitel (4) dokumenterar och analyserar resultaten. Slutligen kommer ett kapitel (5) som lägger fram de slutsatser som är möjliga att dra av undersökningen tillsammans med förslag till vidare forskning.

2 Teori

Det här kapitlet inleds med mer ingående förklaringar av begreppen “resultatkvalitet” och “re- sultatmanipulation” och hur de approximeras. Det utgör huvuddelen av det teoretiska ramver- ket. Därefter presenteras tidigare studiers resultat kring resultatkvalitet, resultatmanipulation och rollen revision spelar i dessa sammanhang.

2.1 Teoretiskt ramverk

2.1.1 Definition av resultatkvalitet

Ett fundamentalt mål med finansiell rapportering är att den information som förmedlas ska åter- spegla en verksamhets prestation för en given tid. Sprunget ur detta definierar vi, likt Dechow, Ge, & Schrand (2010, s. 344), resultatkvalitet som rapporternas grad av relevant information för ett specifikt beslut av en specifik beslutsfattare

⁵

. Med detta synsätt följer att resultatkvalitet är starkt beroende av sammanhanget. Relevansen av en rapports information, och således även resultatkvaliteten, skiljer sig till exempel åt för en investerare som överväger ett investerings- beslut och en långivare som måste avgöra om ett lån ska beviljas. Notera att resultatkvalitet kan ges en snävare definition genom att specificera beslutssituationen, men det sker på bekostnad av begreppets allmänna tillämpbarhet (Dechow & Schrand, 2004, s. 5). Även om det är rimligt att anta att privata mindre företag har en relativt homogen intressentkrets, finns det ändå en variation av beslutsfattare som till exempel myndigheter, leverantörer, kunder och långivare.

5

Definition i original: “Higher quality earnings provide more information about features of a firm’s financial performance that are relevant to a specific decision made by a specific decision-maker.” (Dechow, Ge, &

Schrands, 2010, s. 344).

(9)

En mer generell form av resultatkvalitet är därför mer relevant för vår studie, men med allmän- giltigheten följer även svårigheter i att kvantifiera begreppet.

2.1.2 Relationen mellan resultatkvalitet och resultatmanipulation

För att uppskatta vida definitioner av resultatkvalitet används ofta olika mått av resultatmani- pulation

⁶

(Dechow & Schrand, 2010). Healy och Wahlen (1999) har definierat resultatmanipu- lation som att det “äger rum när ledningen, i finansiell rapportering och när de strukturerar transaktioner, använder eget omdöme för att manipulera finansiella rapporter, antingen för att vilseleda intressenter om den underliggande ekonomiska prestationen eller för att influera av- talsmässiga utfall som beror på rapporterade bokslutssiffror”

⁷

. Manipulation kan ske av reala transaktioner, till exempel genom att skära ner på forskning och utveckling eller genom att rea ut lagervaror. Det kan också ske av periodiseringar (Dechow & Schrand, 2004, s. 39–40).

Användandet av resultatmanipulation som indikator för resultatkvalitet vilar på antagandet att resultatmanipulation är en betydande aktivitet som urholkar resultatkvalitet (Dechow & Sch- rand, 2004, s. 37). Det är dock värt att poängtera att det finns fler mekanismer än resultatmani- pulation som minskar resultatkvaliteten, till exempel oavsiktliga misstag och implementerings- fel relaterade till redovisningen (Dechow, Ge, & Schrand, 2010), därför erfordras viss försik- tighet då resultatkvalitet skattas med resultatmanipulation.

2.1.3 Proxys för resultatkvalitet och resultatmanipulation

Svårigheterna med att mäta resultatkvalitet hanteras genom användandet av proxyvariabler. Ti- digare studier har approximerat resultatkvalitet genom att mäta, för att nämna ett urval, företags tendens att undvika små förluster (Burgstahler, Hail, & Leuz, 2006), resultatihärdighet

⁸

(De- chow & Dichev, 2002), resultatjämnhet

⁹

(Gao & Zhang, 2015) och diskretionära periodise- ringar (DeFond & Park, 1997).

I den här studien är diskretionära periodiseringar av särskilt intresse eftersom denna variabel har en mer direkt koppling till begreppet resultatmanipulation än övriga proxyvariabler

6

Översättning av begreppet earnings management.

7

Definitionen i original: “Earnings management occurs when managers use judgment in financial reporting and in structuring transactions to alter financial reports to either mislead some stakeholders about the underlying per- formance of the company or to influence contractual outcomes that depend on reported accounting numbers.”

(Healy & Wahlen, 1999, s. 368).

8

Översättning av begreppet earnings persistence.

9

Översättning av begreppet earnings smoothness.

(10)

(Dechow, Ge, & Schrand, 2010). Konceptet som presenterades tidigare, att magnituden av re- sultatmanipulation kan användas som en indikator för en vid definition av resultatkvalitet, blir aktuellt då denna proxyvariabel används.

Diskretionära periodiseringar är de tidsmässiga kostnadsfördelningar av inkomster och utgifter som lämnar utrymme för diskretion, eget omdöme. Sådana tillfällen uppstår när ledningen måste göra en prognos eller bedömning, till exempel av befarade kundförluster eller livslängden på inköpta inventarier (Dechow & Schrand, 2004, s. 40). De är inte direkt observerbara men kan uppskattas genom till exempel Jones-modellen (Jones, 1991), den modifierade Jones-mo- dellen (Dechow, Sloan, & Sweeney, 1995), eller prestandamatchade diskretionära periodise- ringar (Kothari, Leone, & Wasley, 2005).

2.2 Tidigare studier om resultatkvalitet

2.2.1 Företagsspecifika faktorer som påverkar resultatkvalitet

Högre skuldsättningsgrad är associerad med real resultatmanipulation, i form av ökad tillgångs- försäljning (Bartov, 1993), och icke-real resultatmanipulation, i form av diskretionära periodi- seringar (DeFond & Jiambalvo, 1994). I båda fallen indikerar det lägre resultatkvalitet. En ökad risk att bryta mot lånecovenanter har föreslagits, men inte fastställts, som anledningen till att mer skuldsatta företag är förknippade med lägre resultatkvalitet (DeFond & Jiambalvo, 1994;

Dichev & Skinner, 2002).

Expanderande företag visar i regel på en lägre resultatkvalitet. Detta framgår av den negativa korrelationen som visats mellan såväl nettotillväxten i operationella tillgångar och resultatihär- dighet (Penman & Xiao-Jun Zhang, 2002) som försäljningstillväxt och sannolikheten att resul- tatet slår analytikernas mål (McVay, 2006).

I fråga om företagsstorlek pekar inte alla studier i samma riktning. Dechow, Ge, & Schrand (2010) sammanfattar det som att studier antyder en varierande relation mellan företagsstorlek och olika mått på resultatkvalitet, men att det ändå finns en tidsmässig trend i resultaten. Tidiga studier pekar på en negativ korrelation (Jensen & Meckling, 1976; Watts & Zimmerman, 1986, s. 235), medan senare studier pekar på en positiv korrelation (Ashbaugh-Skaife, Collins, &

Kinney, 2007; Doyle, Ge, & McVay, 2007; Ge & McVay, 2005).

(11)

Några studier har, med en rad olika proxyvariabler, funnit att privata företag i regel har lägre resultatkvalitet än publika, något författarna förklarar med att efterfrågan på rapporter med hög resultatkvalitet är lägre för privata bolag (Ball & Shivakumar, 2005; Burgstahler, Hail, & Leuz, 2006). Givoly, Hayn, och Katz (2010) invänder mot att några definitiva slutsatser kan dras om privata eller publika bolag har högst resultatkvalitet, då det helt beror på vilken vikt man väljer att tillskriva de olika proxyvariablerna.

Burgstahler, Hail, och Leuz (2006) noterar också att hög grad av konvergens mellan redovis- ningsstandarder och skatteregler

¹⁰

leder till sämre resultatkvalitet, det vill säga att företag ma- nipulerar resultatet på ett inkomstminskande sätt av skattemässiga skäl. Detta samtidigt som revisorer, i linje med de krav på försiktighet och konservatism som härstammar ur redovis- ningspraxis, framförallt motverkar inkomstökande åtgärder (Nelson, Elliott, & Tarpley, 2003).

2.2.2 Om samband mellan revision och resultatkvalitet

Revisorn är betydande för resultatkvaliteten till följd av dennes förmåga att motverka, såväl avsiktliga som oavsiktliga, felaktigheter i redovisningen (Dechow, Ge, & Schrand, 2010). Det har uppskattats att revisorer kräver justering av mellan 40-60 % av försöken till resultatmani- pulation (Nelson, Elliott, & Tarpley, 2003). Att inte samtliga försök justeras av revisorn skulle kunna förklaras av att manipulationen i vissa fall inte uppnått väsentlighetskriteriet som finns inom redovisningen (ISA 320).

Ett välutforskat område handlar om hur revisorns eller revisionsbyråns olika egenskaper påver- kar resultatkvaliteten i kundens finansiella rapporter. Flera studier visar att kunder till större revisionsbyråer har högre resultatkvalitet, då dessa i regel rapporterar lägre diskretionära peri- odiseringar (Becker, Defond, Jiambalvo, & Subramanyam, 1998; Van Caneghem, 2004). Andra studier har, i strid med argumenten för revisorsrotation, funnit en positiv påverkan av revisions- uppdragets längd på resultatkvaliteten. Mer specifikt visar Myers, Myers, & Omer (2003) på negativa korrelationer mellan längden som byrån haft uppdraget och ett antal periodiserings- mått. Även Chen, Lin, & Lin (2008) finner liknande resultat, men visar även på en negativ korrelation mellan uppdragslängden för den ansvarige revisorn och diskretionära periodise- ringar. Ett angränsande undersökningsområde behandlar effekterna av revisionens faktiska ut- förande. Omfattningen av en revisors arbetsinsats i samband med en revision, mätt i antal

10

I artikeln av Burgstahler, Hail, och Leuz (2006) beskrivs detta som tax alignment.

(12)

arbetade timmar, är negativt korrelerade med diskretionära periodiseringar (Caramanis & Len- nox, 2008).

Specifikt effekten av att ha en revisor överhuvudtaget har undersökts i en studie av spanska SME:er. Författarna undersökte om revision, antingen frivillig eller obligatorisk, förbättrade resultatkvaliteten genom att begränsa resultatmanipulation. Och det menar de att den gör - re- vision hjälper till att begränsa resultatmanipulation, obligatorisk mer så än frivillig (Huguet &

Gandía, 2016). Att den frivilliga revisionen är mindre effektiv än den obligatoriska menar Hu- guet och Gandía (2016) skulle kunna bero på att revisorerna känner att de måste vara mer tillå- tande i sin revision, för att säkerställa att de får behålla uppdraget, då revisionen inte är lagstad- gad. Generaliserbarheten av studiens fynd till svenska företag kan dock ifrågasättas då gräns- värdena för undantag från revisionsplikt i Spanien är ungefär 20 gånger högre än i Sverige.

2.3 Om avskaffande av revisionsplikt för mindre aktiebolag

2.3.1 Lagändringens förarbeten

I utredningen Avskaffande av revisionsplikten för små företag (SOU 2008:32) föreslogs att gränsvärdena för att undantas revisionsplikt skulle sättas till högsta möjliga efter vad som är möjligt enligt EU:s fjärde bolagsdirektiv (78/660/EEG), specifikt att ett bolag kan undantas revisionsplikt om de inte uppfyller mer än ett av följande gränsvärden två år i rad: mer än 50 anställda i genomsnitt, mer än 41,5 miljoner kronor i balansomslutning, och mer än 83 miljoner kronor i nettoomsättning.

Utredningen konstaterade att det krävs en bokföring av hög kvalitet för att beskattningsunderla-

get ska bli korrekt och att Skatteverket rapporterat att skattefelet är större hos enskilda närings-

verksamheter än i aktiebolag av motsvarande storlek, och att det därför ligger nära till hands att

anta att slopad revisionsplikt påverkar storleken på skattefelet. Men beräkningarna av skatte-

felets storlek är mycket osäkra, och Skatteverkets rapport har inte behandlat hur revisionen

påverkar bokföringens kvalitet. Någon utvärdering i Sverige av nyttan för skattekontrollen med

reviderade kontra icke-reviderade räkenskaper har inte heller gjorts. Utredningen delar dock

Skatteverkets uppfattning att den preventiva effekt revisorns närvaro hos klienterna har är av

större värde än den information Skatteverket får genom uppgifter i orena revisionsberättelser

och dylikt.

(13)

Sammanfattningsvis anser utredningen att revisorernas lagliga gransknings- och anmälnings- skyldighet när det gäller skatter och avgifter inte kan tillskrivas någon avgörande betydelse för det totala beskattningsunderlaget, även om revisionens indirekta betydelse i form av preventiva effekter inte kan mätas. Inte heller revisorernas medverkan i kampen mot ekonomisk brottslig- het har någon avgörande betydelse. Revisionens betydelse för redovisningens kvalitet behand- las inte specifikt i kapitlet om förslagens konsekvenser (Svensson, Agélii, & Karlsson, 2008).

I april 2010 föreslog regeringen att privata aktiebolag skulle ha möjlighet att avstå revision så länge bolaget inte uppfyllde mer än ett av följande tre gränsvärden två år i rad: i genomsnitt fler än tre anställda, över 1,5 miljoner kronor i balansomslutning, och över tre miljoner kronor i nettoomsättning. Propositionens gränsvärden undantog cirka 70 % av alla aktiebolag från re- visionsplikten (att jämföra med utredningens högre gränsvärden som undantog cirka 97 %) och ligger närmare de gränsvärden som gäller i Finland och Danmark. Riksdagen biföll proposit- ionen och reglerna återfinns i aktiebolagslagens nionde kapitel (SFS 2005:551).

2.3.2 Myndigheters utvärderingar

Ekobrottsmyndigheten granskade anmälningar om ekonomisk brottslighet som inkom till myn- digheten under två månader 2015, totalt 325 stycken, i syfte att undersöka om slopandet av revisionsplikten fått några konsekvenser för den ekonomiska brottsligheten. Sammanfattnings- vis anser myndigheten med grund i undersökningen att det är en riskfaktor för ekonomisk brottslighet att välja bort revisor (Lundin & Backeström, 2016). Svenskt Näringsliv har kritise- rat rapportens slutsatser, och menar att det inte går att utläsa något kausalitetssamband mellan slopandet av revisionsplikten och förekomsten av ekonomisk brottslighet med grund i de data som används för Ekobrottsmyndighetens analys (Bildstein-Hagberg, 2017).

Även Riksrevisionen, en myndighet under Sveriges riksdag med uppgift att granska statens

verksamhet, har granskat reformen. Riksrevisionens slutsatser lyser igenom redan i rapportens

titel, “Avskaffandet av revisionsplikten för små aktiebolag – en reform som kostar mer än den

smakar”. Reformen utvärderades med avseende på bland annat huruvida den inneburit icke

önskvärda konsekvenser, och om berörda myndigheter hanterat eventuella icke önskvärda kon-

sekvenser, vilket är det relevanta här. I rapporten konstateras att andelen förelagda årsredovis-

ningar med formaliafel sedan reformen ökat med nästan hälften (från cirka 6 % till nästan 9 %)

och att felaktig information (till exempel summeringsfel) har ökat (Lindberg & Colo, 2017).

(14)

Bolagsverket har inte publicerat någon egen utvärdering av slopandet, men har i ett pressmed- delande konstaterat att den lett till flera årsredovisningar med bristande kvalitet (Nordström, 2012).

2.3.3 Efterfrågan på revision efter slopad revisionsplikt

Forskare vid Kingston University har undersökt vilka faktorer som ligger bakom efterfrågan på revision hos små företag som då fortfarande omfattades av revisionsplikt i Storbritannien. 63

% av respondenterna såg tillräckligt med fördelar med revision för att fortsätta med revision även om de undantags revisionsplikten, och de fem prediktorer som identifierades var: uppfatt- ningar om fördelar med revision, ledningens utbildningsnivå, omsättningsstorlek, familje- ägande och huruvida banker eller dylikt krävde reviderade underlag (Collis, Jarvis, & Skerratt, 2004).

Uppföljningsstudier har gjorts i Finland, först med en enkätstudie som undersökte faktorer vilka skulle kunna vara drivande för efterfrågan på revision hos små företag. Studien bekräftar de prediktorer som hittades av Collis, Jarvis, & Skerratt (2004) och lägger dessutom till att företag som outsourcar sin bokföring i högre grad efterfrågar revision (på grund av agent-principal- dilemmat som då uppstår), medan företag som uppskattar den skatterådgivning de får från ex- terna redovisningskonsulter är mindre benägna att anlita en revisor.

Vidare konstaterar författarna även att finansiellt utsatta företag är mer benägna att anlita en revisor (Niemi, Kinnunen, Ojala, & Troberg, 2012). Flera av forskarna bakom de båda ovanstå- ende artiklarna har arbetat vidare med frågan i ytterligare en studie på specifikt mikroföretag, baserad på arkivdata från inlämnade årsredovisningar. Den studien visar, i motsats till den fö- regående, att en prediktor för frivillig revision är att företaget inte är finansiellt utsatt. Härav verkar det som att det finns en skillnad mellan hur företag säger att de skulle agera gentemot hur de faktiskt agerar. I övrigt finner den som prediktorer att ledningen har ett behov av skatte- mässig trovärdighet, att ägandet är utspritt, att företaget är växande och att ledningen behöver säkra leverans av varor från kreditorer (Ojala, Collis, Kinnunen, Niemi, & Troberg, 2016).

2.4 Summering

Resultatkvalitet är ett mått på informationsvärdet hos finansiella rapporter, och kan approxime-

ras med hjälp av ett mått på resultatmanipulation. Det i sin tur kan uppskattas med hjälp av

diskretionära periodiseringar. Nivån av resultatkvalitet kan påverkas av företagsspecifika

(15)

faktorer, och vissa faktorer som till exempel skuldsättningsgrad och tillväxt påverkar även san- nolikheten att man underställer sig frivillig revision. Studier visar även på en mängd olika sam- band mellan revision och resultatkvalitet, till exempel revisionsbyråns storlek eller uppdragets längd. Avskaffandet av revisionsplikten i Sverige föregicks av en utredning och följdes upp i rapporter av flera myndigheter, som alla pekade på minskad resultatkvalitet som en möjlig kon- sekvens. Några direkta undersökningar av revisionens effekter på resultatkvaliteten i svenska bolag saknas dock, och bortsett från Huguet och Gandías (2016) studier av spanska bolag så saknas stöd i litteraturen för myndigheternas påståenden.

3 Metod

Metodkapitlet inleds med en introduktion till metodvalet, följt av information om vilka data som används: urval, bortfall och validering. Sedan presenteras de operationaliseringar som kon- kretiserar analysmodellen, och en presentation av regressionsmodellen som används. Avslut- ningsvis diskuteras begränsningar i metoden.

3.1 Introduktion till metod

Studien tillämpar en kvantitativ metod vilket ger en hög grad av generaliserbarhet och goda möjligheter till att replikera studien (Bryman & Nilsson, 2011). Den statistiska analysmetod som används är regressionsanalys, en vedertagen metod för att undersöka interaktionen mellan variabler. Trots att sambandet av intresse, mellan förekomsten av revision och resultatkvalitet, är bivariat så genomfördes en multipel regressionsanalys eftersom detta möjliggör införandet av kontrollvariabler som kan tänkas ha en inverkan på sambandet.

3.2 Dataurval

3.2.1 Urval

För insamlingen av data används databasen Retriever Business, som i sin tur hämtar informat-

ion från de årsredovisningar alla svenska aktiebolag lämnar in till Bolagsverket. För urvalet har

följande kriterier ställts upp: företaget ska vara ett aktiebolag, företaget ska vara registrerat in-

nan 2016-01-01, företaget ska inte vara revisionspliktigt, företaget ska inte vara ett finansiellt

(16)

företag (SNI-kodgrupper 64, 65 och 66)

¹¹

, företaget ska ha minst 1 anställd under 2016 och 2017, företaget ska ha minst 1 miljon kronor i omsättning under 2016 och 2017, och företaget ska ha minst 1 miljon kronor i tillgångar under 2016 och 2017.

De tre sista kriterierna handlar om att säkerställa att företaget bedriver aktiv näringsverksamhet och om att verksamheten ska vara av en art där beräkning av diskretionära periodiseringar är möjligt, vilket krävs av analysmodellen. Detta är i linje med en liknande studie där de minsta företagen exkluderades

¹²

(Huguet & Gandía, 2016).

Data från det senaste avslutade kalenderåret, 2017, används för att färska siffror kan antas spegla samtiden i bättre utsträckning än äldre. Data från 2016 hämtas eftersom vissa variabler i vår modell är förändringar gentemot föregående år, vilket också är anledningen till att företa- get ska ha varit registrerat senast den 1 januari 2016.

Finansiella företag är visserligen i regel revisionspliktiga, men eventuella kvarvarande ej revis- ionspliktiga finansiella företag exkluderas också eftersom det är problematiskt att beräkna dis- kretionära periodiseringar för dessa företag (Becker, Defond, Jiambalvo, & Subramanyam, 1998).

Totalt ingår 24 267 företag i urvalet, varav 3 824 (15,8 %) valt att ha revisor. I urvalet ingår ett antal väldigt stora företag, som synes i tabellen till exempel ett med 478 anställda. Att så stora företag inte är revisionspliktiga beror på kravet i lagen att gränsvärdena ska uppfyllas två år i följd, nystartade bolag är alltså befriade från kravet på revision (om de inte omfattas av andra regler som gör att revision krävs, till exempel att de är moderbolag i en koncern) (SFS 2005:551).

11

SNI 64: Finansiella tjänster utom försäkring och pensionsfondsverksamhet, SNI 65: Försäkring, återförsäkring och pensionsfondsverksamhet utom obligatorisk socialförsäkring, SNI 66: Stödtjänster till finansiella tjänster och försäkring.

12

Huguet & Gandía (2016) exkluderade, i sin studie av spanska bolag, samtliga mikrobolag enligt EU:s definition.

I vår studie består urvalet i stort sett enbart av mikrobolag till följd av att gränsvärdena för undantag från revis-

ionsplikten är betydligt lägre i Sverige än i Spanien. Därför sattes lägre gränser.

(17)

Tabell 1: Deskriptiv statistik över ett urval av företagens egenskaper

Minimum Maximum Medel

Standard- av- vikelse

Antal anställda (2017) 1 478 2,59 6,563

Omsättning (2017) (tkr) 1000 1 410 890 4 005,11 13 241,748

Tillgångar (2017) (tkr) 1000 2 763 881 3329,65 21 027,530

3.2.2 Validering

För att kontrollera att datauttaget från Retriever Business överensstämmer med informationen i de till Bolagsverket inlämnade årsredovisningarna görs en kontroll av ett urval av datapunkter på ett slumpmässigt urval av företag. 50 företag ingår i kontrollen, där vi finner sju avrund- ningsfel och ett fall av felinmatade kundfordringar: 0 tkr i databasen jämfört med 212 tkr i årsredovisningen. Vår bedömning är att felet inte är väsentligt för studien och att andelen felin- matningar är på en acceptabel nivå.

3.3 Operationalisering

3.3.1 Den oberoende variabeln: förekomsten av extern revision

Förekomsten av extern revision definieras utifrån om företaget har eller inte har revisor enligt databasen Retriever Business. Det är således en kategorivariabel med två nivåer på nominal- skala, och för att möjliggöra analys via regression så krävdes ytterligare metodologisk operat- ionalisering genom transformation till dummyvariabel (Hair, Black, Babin, & Anderson, 2014, s. 172–173). Variabeln 𝑅𝑒𝑣𝑖𝑠𝑖𝑜𝑛

_𝑖𝑡

kodifierades så att företag som hade revisor 2017 tilldelades värde 1 och företag som saknade revisor 2017 tilldelades värde 0.

3.3.2 Den beroende variabeln: resultatmanipulation

Vi uppskattar resultatkvalitet som inversen av resultatmanipulation som i sin tur approximeras

med diskretionära periodiseringar, vilket är en beprövad metod i studier inom området (Becker,

Defond, Jiambalvo, & Subramanyam, 1998; Chen, Lin, & Lin, 2008). För att uppskatta diskret-

ionära periodiseringar använder vi samma modifierade Jones-modell som DeFond & Park

(18)

(1997) använder. Denna modell har även rekommenderats i en studie som jämförde styrkan

¹³

hos ett antal modeller, inklusive andra variationer på Jones-modellen, som mäter diskretionära periodiseringar (Dechow, Sloan, & Sweeney, 1995). De diskretionära periodiseringarna mäts som skillnaden mellan den faktiska periodiseringen och de uppskattade periodiseringarna ge- nom regression av följande ekvation:

𝑇𝑃

_𝑖𝑡

/𝑇

_𝑖𝑡−1

= 𝛽

₁

[1/𝑇

_𝑖𝑡−1

] + 𝛽

₂

[(𝛥𝑂𝑚𝑠

_𝑖𝑡

− 𝛥𝐾𝐹

_𝑖𝑡

)/𝑇

_𝑖𝑡−1

] + 𝛽

₃

[𝑀𝐴𝑇

_𝑖𝑡

/𝑇

_𝑖𝑡−1

] + 𝑒

_𝑖𝑡

Där 𝑇𝑃

_𝑖𝑡

är totala periodiseringar, 𝑇

_𝑖𝑡−1

är totala tillgångar från föregående år, 𝑂𝑚𝑠

_𝑖𝑡

är omsätt- ning, 𝐾𝐹

_𝑖𝑡

är kundfordringar, 𝑀𝐴𝑇

_𝑖𝑡

är materiella anläggningstillgångar och 𝑒

_𝑖𝑡

är residualen, alltså det värde (skillnaden mellan den faktiska periodiseringen och de uppskattade periodise- ringarna) som vi söker. Regressionsmodellens termer divideras med totala tillgångar från före- gående år för att motverka heteroskedasticitet, det vill säga en systematiskt högre variation i variabeln ju större företaget är (Jones, 1991). De totala periodiseringarna (𝑇𝑃

_𝑖𝑡

) räknas fram genom följande ekvation, också från DeFond och Park (1997):

𝑇𝑃

_𝑖𝑡

= 𝛥𝑂𝑇

_𝑖𝑡

− 𝛥𝐾𝐹𝑆

_𝑖𝑡

− 𝛥𝐾𝑂𝐵

_𝑖𝑡

+ 𝛥𝐾𝑆𝐾𝐼

_𝑖𝑡

− 𝐴𝑣𝑠𝑘𝑟

_𝑖𝑡

Där 𝑂𝑇

_𝑖𝑡

är omsättningstillgångar, 𝐾𝐹𝑆

_𝑖𝑡

är kortfristiga skulder, 𝐾𝑂𝐵

_𝑖𝑡

är likvida medel (kassa och bank), 𝐾𝑆𝐾𝐼

_𝑖𝑡

är korta skulder till kreditinstitut och 𝐴𝑣𝑠𝑘𝑟

_𝑖𝑡

är avskrivningar.

Residualen, 𝑒

_𝑖𝑡

, är en uppskattning av diskretionära periodiseringar oavsett om de sker framåt eller bakåt i tiden. Eftersom periodiseringens riktning inte är intressant för att mäta förekomsten av resultatmanipulation använder vi absolutvärdet av det uppmätta värdet. Vidare logaritmeras värdet för att säkerställa att residualerna i den senare regressionsanalysen är normalfördelade (Hair, Black, Babin, & Anderson, 2014, s. 181). 𝑅𝑀

_𝑖𝑡

, variabeln för resultatmanipulation, de- finieras alltså som 𝑙𝑛(|𝑒

_𝑖𝑡

|).

3.3.3 Kontrollvariabler

Vid undersökning av variabelsamband med regressionsanalys är det viktigt att inkludera kon- trollvariabler som kan antas korrelera med både den oberoende och beroende variabeln, då ute- lämnandet av dessa kan ge upphov till skensamband

¹⁴

(Körner & Wahlgren, 2012, s. 157). I

13

Ett tests styrka är sannolikheten att en nollhypotes förkastas då den faktiskt är falsk (Dechow, Sloan, & Sweeney, 1995).

14

Utelämnandet av korrelerade variabler kan ge ett skenbart starkt eller svagt variabelsamband, som ej fullt ut

beror på kausala effekter (Körner & Wahlgren, 2012, s. 157). På engelska benämns detta fenomen som “omitted

variable bias” (Becker, Defond, Jiambalvo, & Subramanyam, 1998).

(19)

teoridelen redogörs för tre företagsspecifika variabler som kan tänkas påverka både efterfrågan på revision och resultatkvalitet: tillväxt, skuldsättningsgrad och storlek.

Skuldsättningsgrad. Studier har visat att företag som är mer finansiellt utsatta, vilket medförs vid en högre skuldsättningsgrad, i lägre grad underställer sig frivillig revision (Niemi, Kin- nunen, Ojala, & Troberg, 2012; Ojala, Collis, Kinnunen, Niemi, & Troberg, 2016). Även en direkt korrelation mellan skuldsättningsgrad och diskretionära periodiseringar har påvisats (Becker, Defond, Jiambalvo, & Subramanyam, 1998; DeFond & Jiambalvo, 1994; Huguet &

Gandía, 2016). Detta motiverar inkluderingen av skuldsättningsgrad som en kontrollvariabel.

Det finns flera möjligheter för operationalisering av skuldsättningsgrad, till exempel konstrue- rade Becker, Defond, Jiambalvo, & Subramanyam (1998) en dummyvariabel där 1 represente- rade den företag i den decil som hade högst grad av skuldsättning (och 0 övriga företag). Liksom Huguet och Gandía (2016) operationaliserar vi däremot skuldsättningsgrad genom definition av variabeln 𝑆𝑘𝑢𝑙𝑑𝑔𝑟𝑎𝑑

_𝑖𝑡

= 𝑇𝑆

_𝑖𝑡

/𝑇

_𝑖𝑡

, där 𝑇𝑆

_𝑖𝑡

är totala skulder.

Storlek. Det finns skäl att tro att både företagsstorlek och resultatkvalitet är negativt korrelerat och positivt korrelerat. Det tidigare till exempel för att större företag har större möjligheter att göra redovisningstekniska val beroende på politiska omständigheter, och det senare till exempel för att större företag i högre utsträckning kan stå för de fasta kostnader som förknippas med tillräckliga interna kontroller (Dechow, Ge, & Schrand, 2010). I urvalet ingår endast mikrofö- retag, men vi inkluderar ändå företagsstorlek som en kontrollvariabel och operationaliserar, likt (Becker, Defond, Jiambalvo, & Subramanyam, 1998), detta genom definition av variabeln 𝑆𝑡𝑜𝑟𝑙𝑒𝑘

_𝑖𝑡

= 𝑙𝑛(𝑇

_𝑖𝑡

).

Tillväxt. Företag med högre tillväxt är troligare att ha frivillig revision (Ojala, Collis, Kinnunen, Niemi, & Troberg, 2016). Vidare har studier funnit en korrelation mellan företags tillväxt och andra proxyvariabler för resultatkvalitet än diskretionära periodiseringar (McVay, 2006; Pen- man & Xiao-Jun Zhang, 2002). Men utifrån diskretionära periodiseringars i regel höga samva- riation med övriga proxyvariabler för resultatkvalitet (Dechow, Ge, & Schrand, 2010) går det att argumentera för att tillväxt i åtminstone viss utsträckning även bör korrelera med diskret- ionära periodiseringar. Dessutom poängterar Dechow och Sloan (1995) vikten av att kontrollera för företagens prestation då man studerar diskretionära periodiseringar, och Capon, Farley, &

Hoenig (1990) menar att just omsättningstillväxt är en bra indikator för finansiell prestation.

Omsättningstillväxt definieras, i enlighet med Van Tendeloo & Vanstraelen (2008), som

𝑇𝑖𝑙𝑙𝑣ä𝑥𝑡

_𝑖𝑡

= 𝛥𝑂𝑚𝑠

_𝑖𝑡

/𝑂𝑚𝑠

_𝑖𝑡−1

, där 𝑂𝑚𝑠

_𝑖𝑡

är omsättning för företag i under år t.

(20)

3.4 Regressionsmodell

Följande linjära regressionsmodell ställs upp och testas med fem olika variabelkombinationer för att undersöka sambandet och kontrollvariablernas påverkan:

𝑅𝑀

_𝑖𝑡

= ⍺ + 𝛽

₁

𝑅𝑒𝑣𝑖𝑠𝑖𝑜𝑛

_𝑖𝑡

+ 𝛽

₂

𝑇𝑖𝑙𝑙𝑣ä𝑥𝑡

_𝑖𝑡

+ 𝛽

₃

𝑆𝑘𝑢𝑙𝑑𝑔𝑟𝑎𝑑

_𝑖𝑡

+ 𝛽

₄

𝑆𝑡𝑜𝑟𝑙𝑒𝑘

_𝑖𝑡

+ 𝑒

_𝑖𝑡

Den beroende variabeln resultatmanipulation, 𝑅𝑀

_𝑖𝑡

, är de diskretionära periodiseringarna som tidigare approximerats och logaritmerats. Konstanten 𝛼 är interceptet och 𝑒

_𝑖𝑡

är mätfelet. Mo- dellen avser att fånga effekten av den oberoende variabeln 𝑅𝑒𝑣𝑖𝑠𝑖𝑜𝑛

_𝑖𝑡

på den beroende varia- beln rensat för eventuella effekter av de tre kontrollvariablerna 𝑇𝑖𝑙𝑙𝑣ä𝑥𝑡

_𝑖𝑡

, 𝑆𝑘𝑢𝑙𝑑𝑔𝑟𝑎𝑑

_𝑖𝑡

och 𝑆𝑡𝑜𝑟𝑙𝑒𝑘

_𝑖𝑡

.

För att uppfylla kravet på normalfördelning av residualer gallras extremvärden, 1 % (0,5 % i vardera ände), innan regressionsanalysen görs. Detta innebär att 243 värden stryks. Vi noterar att extremvärden kan vara viktiga för regressionens resultat och att man bör vara försiktig med att exkludera dessa (Körner & Wahlgren, 2015, s. 78–79), därför genomförs även ett robust- hetstest med ett otrimmat urval.

För att säkerställa att modellen inte ger osäkra parameterskattningar till följd av en stark korre- lation mellan den oberoende variabeln och kontrollvariablerna, så kallad multikollinearitet, så mäts VIF-värdet

¹⁵

. Ett VIF-värde på över tio indikerar att multikollinearitet kan förekomma (Andersson, Jorner, & Ågren, 2007, s. 119). Den ovanstående modellens VIF-värde, då samt- liga kontrollvariabler inkluderas, är 1,07 och några problem med multikollinearitet föreligger sannolikt inte

¹⁶

.

3.5 Metodens begränsningar

Studiens syfte kräver en mätning av resultatkvalitet, och det faktum att detta görs genom en serie proxyer introducerar osäkerhet i den mätningen. Resultatkvalitet påverkas av fler faktorer än resultatmanipulation, och resultatmanipulation i sin tur kan också utföras på andra sätt än genom diskretionära periodiseringar. Att uppskatta diskretionära periodiseringar är dock som

15

VIF står för variance inflation factor.

16

VIF-värdet beräknas med formeln 1/(1-R

²

), där R

²

är förklaringsgraden i regressionen mellan Revision

it

som beroende variabel och kontrollvariablerna Tillväxt

it

, Skuldgrad

it

och Storlek

it

som oberoende (Andersson, Jorner,

& Ågren, 2007, s. 119).

(21)

tidigare nämnt en beprövad metod (Becker, Defond, Jiambalvo, & Subramanyam, 1998; Chen, Lin, & Lin, 2008).

Jones-modellen och dess variationer används i regel på dataset där det finns möjlighet att ana- lysera samma företag över tid och utifrån det uppskatta de diskretionära periodiseringarna (De- Fond & Park, 1997; Jones, 1991; Culvenor, Godfrey, & Byrne, 1999). För att få möjlighet att använda ett så stort dataurval som möjligt använder vi, likt DeFond och Jiambalvo (1994), istället en tvärsnittsmodell

¹⁷

. Idealt görs regressionen som tar fram uppskattningen av diskret- ionära periodiseringar då istället per bransch, men eftersom små företag har många interna lik- heter har vi använt hela datasetet i regressionen. Ett robusthetstest på en enskild bransch ge- nomförs dock också.

DeFond och Park (1997) använder i sin modell bruttoanläggningstillgångar. I den sammanfat- tande balansräkningen i svenska aktiebolags årsredovisningar redovisas generellt nettoanlägg- ningstillgångar, det vill säga det bokförda värdet på anläggningstillgångarna efter avskriv- ningar. Det betyder att data för bruttoanläggningstillgångar inte finns tillgängligt utan manuell insamling. En undersökning av effektskillnaden mellan de två visar dock att nettoanläggnings- tillgångar generellt är ett dugligt substitut för bruttoanläggningstillgångar (Culvenor, Godfrey,

& Byrne, 1999).

Regressionsanalyser kan inte visa på kausalitet, utan den logiska argumentationen kring even- tuella sambands orsak och verkan är av stor vikt. I vårt fall är möjligt att det även finns ett visst inslag av ömsesidigt samband, det vill säga att variablerna påverkar varandra simultant (Körner

& Wahlgren, 2012, s. 155). Riktningen i vår regressionsmodell baseras dock främst på den tidigare forskning som indikerar att revision har en kausal effekt på resultatmanipulation (Nel- son, Elliott, & Tarpley, 2003).

Dataurvalet vi har är förhållandevis stort, och statistisk signifikans drivs av urvalsstorlek. I samband med stora urval - i regel över 1000 observationer - är det viktigt att fundera över den praktiska signifikansen, alltså om ett resultat har någon praktisk betydelse

¹⁸

även om det är statistiskt signifikant (Hair, Black, Babin, & Anderson, 2014, s. 170).

17

Översättning av cross-sectional model.

18

Om man till exempel skulle hitta en produktionsmetod som reducerade tillverkningstiden från 38 till 36 sekunder

per enhet skulle det inte nödvändigtvis vara praktiskt signifikant, eftersom nyttan med att byta produktionsmetod

kan vara mindre än kostnaderna förknippade med att byta produktionsmetod.

(22)

4 Resultat

Kapitlet om resultat öppnar med tabeller innehållandes deskriptiv statistik och en korrelations- matris över variablerna i regressionsmodellen. Därefter följer en redogörelse för regressions- analyserna och tolkningar av dem, och sist en presentation av robusthetstester.

4.1 Deskriptiv statistik och korrelationer

Tabell 2: Deskriptiv statistik över variabler i regressionsmodellen

N Min. Max. Medel

Standard- av- vikelse

|𝑒

_𝑖𝑡

| 24 024 0,00 1,19 0,1491 0,16254

𝑅𝑀

_𝑖𝑡

24 024 -7,17 0,18 -3,4780 1,206

𝑅𝑒𝑣𝑖𝑠𝑖𝑜𝑛

_𝑖𝑡

24 024 0 (N=20257) 1 (N=3767) 0,1568 0,364

𝑆𝑘𝑢𝑙𝑑𝑔𝑟𝑎𝑑

_𝑖𝑡

24 024 -0,18 5,55 0,4649 0,29289

𝑆𝑡𝑜𝑟𝑙𝑒𝑘

_𝑖𝑡

24 024 6,91 14,83 7,7461 0,62542

𝑇𝑖𝑙𝑙𝑣ä𝑥𝑡

_𝑖𝑡

24 024 -0,95 72,11 0,1530 0,75069

Av tabell 2 framgår att det genomsnittliga företaget uppskattningsvis hade diskretionära perio- diseringar till ett värde av drygt 14,9 % av föregående års tillgångar. Värdet är något högre än vad vi kan finna inom den tidigare forskningen som använt samma approximeringsmetod, men det är ändå inom vad som bör kunna bedömas vara en rimlig avvikelse

¹⁹

.Vidare så påverkas den deskriptiva statistikens utseende för variabeln 𝑅𝑒𝑣𝑖𝑠𝑖𝑜𝑛

_𝑖𝑡

av att det är en binär dummy- variabel som bara kan anta två värden, 0 eller 1. Slutligen, notera att negativ 𝑆𝑘𝑢𝑙𝑑𝑔𝑟𝑎𝑑

_𝑖𝑡

kan uppstå i företag om vad som egentligen är en fordran redovisas på ett skuldkonto i bokföringen, till exempel en momsfordran bokförd på skuldkontot “2650 Redovisningskonto för moms” inte har flyttats till tillgångskontot “1650 Redovisningskonto för moms” i samband med bokslutet.

19

Becker, Defond, Jiambalvo, & Subramanyam (1998) och Huguet & Gandía (2016) redovisar för sina urval

genomsnittliga absoluta diskretionära periodiseringar på 13,8 respektive 9,1 % av föregående års tillgångar.

(23)

Tabell 3: Korrelationsmatris över Pearsons korrelationskoefficient

𝑅𝑀

_𝑖𝑡

𝑅𝑒𝑣𝑖𝑠𝑖𝑜𝑛

_𝑖𝑡

𝑆𝑘𝑢𝑙𝑑𝑔𝑟𝑎𝑑

_𝑖𝑡

𝑆𝑡𝑜𝑟𝑙𝑒𝑘

_𝑖𝑡

𝑅𝑒𝑣𝑖𝑠𝑖𝑜𝑛

_𝑖𝑡

0,091**

𝑆𝑘𝑢𝑙𝑑𝑔𝑟𝑎𝑑

_𝑖𝑡

0,148 0,183

𝑆𝑡𝑜𝑟𝑙𝑒𝑘

_𝑖𝑡

-0,013* 0,185 0,021

𝑇𝑖𝑙𝑙𝑣ä𝑥𝑡

_𝑖𝑡

0,105 0,102 0,115 0,196

** och * betecknar signifikans på 0,01 respektive 0,05 signifikansnivå.

Ur tabell 3 kan vi redan nu, utifrån den positiva korrelationen mellan 𝑅𝑒𝑣𝑖𝑠𝑖𝑜𝑛

_𝑖𝑡

och 𝑅𝑀

_𝑖𝑡

, utläsa att då man inte kontrollerar för övriga faktorer så verkar revision leda till mer resultat- manipulation. Detta samband är dock att bedöma som relativt svagt, givet den låga korrelat- ionen. Vad gäller kontrollvariablerna så är det värt att notera att både 𝑆𝑘𝑢𝑙𝑑𝑔𝑟𝑎𝑑

_𝑖𝑡

och 𝑇𝑖𝑙𝑙𝑣ä𝑥𝑡

_𝑖𝑡

är positivt korrelerade med såväl den beroende som den oberoende variabeln, vilket indikerar att utelämnandet av dessa kontrollvariabler kan ge skenbart starka samband mellan 𝑅𝑒𝑣𝑖𝑠𝑖𝑜𝑛

_𝑖𝑡

och 𝑅𝑀

_𝑖𝑡

vid univariata analyser. Vad gäller den återstående kontrollvariabeln, 𝑆𝑡𝑜𝑟𝑙𝑒𝑘

_𝑖𝑡

, så framstår det som att det storleksmässigt relativt heterogena urvalet redan kontrol- lerar för denna faktor i viss utsträckning. Detta följer av den i stort sett obefintliga korrelationen med RM och den betydligt svagare korrelationen med 𝑅𝑒𝑣𝑖𝑠𝑖𝑜𝑛

_𝑖𝑡

i jämförelse med tidigare studier

²⁰

. 𝑆𝑡𝑜𝑟𝑙𝑒𝑘

_𝑖𝑡

har dessutom motsatta tecken i sina korrelationer till variablerna av intresse och förväntas därför ge upphov till ett skenbart svagt samband, men effekten borde vara förhål- landevis liten givet den svaga korrelationen med 𝑅𝑀

_𝑖𝑡

.

Att inga nämnvärt starka korrelationer förekommer mellan kontrollvariablerna och den bero- ende variabeln indikerar, som också styrkts av VIF-värdet, att problem till följd av multikolli- nearitet sannolikt inte föreligger.

20

Huguet och Gandía (2016), som har ett mer homogent urval i termer av företagsstorlek, finner en korrelation

mellan revision och naturligt logaritmerade tillgångar på 0,6088.

(24)

4.2 Regressionsanalyser

Tabell 4: Betakoefficienter för regressionsanalysens variabler i de olika modellerna.

Modell 1 Modell 2 Modell 3 Modell 4 Modell 5

𝑅𝑒𝑣𝑖𝑠𝑖𝑜𝑛

_𝑖𝑡

0,302**

(0,021)

0,220**

(0,021)

0,321**

(0,022)

0,269**

(0,021)

0,223**

(0,022)

𝑆𝑘𝑢𝑙𝑑𝑔𝑟𝑎𝑑

_𝑖𝑡

0,559**

(0,027)

0,518**

(0,27)

𝑆𝑡𝑜𝑟𝑙𝑒𝑘

_𝑖𝑡

-0,060**

(0,013)

-0,090**

(0,13)

𝑇𝑖𝑙𝑙𝑣ä𝑥𝑡

_𝑖𝑡

0,156**

(0,010)

0,150**

(0,010)

Justerad R

²

0,008 0,026 0,009 0,018 0,035

N 24 024 24 024 24 024 24 024 24 024

** och * betecknar signifikans på 0,01 respektive 0,05 signifikansnivå. Betakoefficientens standardfel skrivs inom parentes.

Av modell 1, som undersöker det univariata sambandet mellan 𝑅𝑒𝑣𝑖𝑠𝑖𝑜𝑛

_𝑖𝑡

och 𝑅𝑀

_𝑖𝑡

, framgår det att företag som har revisor förväntas ha 35,3 %

²¹

mer resultatmanipulation än företag som saknar revisor. Sambandet är starkt statistiskt signifikant vilket sannolikt drivs av det stora ur- valet, men bedömningen att även praktisk signifikans föreligger bygger på att koefficientens värde är långt ifrån försumbar i en ekonomisk kontext. Utan att ta hänsyn till övriga företags- specifika faktorer så verkar revision alltså leda till mer resultatmanipulation.

Resterande modeller kontrollerar för olika faktorer i fyra olika kombinationer, vilket görs i syfte att undersöka om resultatet i modell 1 är ett skensamband. Av modell 2 och 4 framgår att då man kontrollerar för företagens skuldsättningsgrad eller tillväxt så sjunker revisionens påverkan på resultatmanipulationen till 24,6 % respektive 30,9 %. Dessa värden bör dock fortfarande bedömas vara av praktisk signifikans. När vi kontrollerar för företagens omsättningstillväxt, i

21

Eftersom den beroende variabeln är naturligt logaritmerad så beräknas den oberoende variabelns effekt på re-

sultatmanipulationens geometriska medelvärde med den generella formeln: förändringsfaktorn = e

koefficienten

, här

alltså e

^0,302

= 1,35261.

(25)

modell 4, så blir effekten av revision på resultatmanipulationen något starkare: 37,9 %. Kon- trollvariablernas effekter är i linje med det som förväntas utifrån korrelationsmatrisen i tabell 3.

Då samtliga kontrollvariabler inkluderas i modell 5 så är revisionens påverkan på resultatmani- pulationen fortfarande positiv och praktiskt signifikant, med ett värde på 25,0 %. Det vill säga att, givet en viss nivå av företagens skuldsättningsgrad, storlek i termer av balansomslutning och omsättningstillväxt, så har bolag med revision 25 % mer resultatmanipulation än bolag utan revisor. Dessa resultat är intressanta då de strider mot förväntningen om att revision, som ex- ternt kontrollorgan, borde minska mängden resultatmanipulation, men det finns ett antal tänk- bara förklaringar.

4.3 Förklaringar

Modellernas förklaringsvärde är genomgående relativt låga, mellan 0,8 % och 3,5 %, vilket innebär att en betydande del av variationen i resultatmanipulationen lämnats oförklarad. Detta skulle kunna indikera att variabler som är väsentliga för att förklara mängden resultatmanipu- lation utelämnats, vilka också skulle kunna ha en effekt på revisionens påverkan i samman- hanget. Alternativt skulle det också kunna bero på en hög naturlig variation i proxyvariabeln absoluta diskretionära periodiseringar, något som stöds av det faktum att Huguet och Gandía (2016) hade en förklaringsgrad på 3,22% trots användandet av tretton förklarande variabler. En ännu lägre förklaringsgrad, 1 %, uppnåddes av Becker, Defond, Jiambalvo, och Subramanyam (1998) i en regressionsanalys med nio förklarande variabler. Det går dock inte att utesluta att betydande kontrollvariabler utelämnats.

En annan tänkbar förklaring till att företag med revisor tycks resultatmanipulera i större ut- sträckning kan vara att revisionsföretag på en marknad där deras tjänster inte krävs av lagen har ett annat behov av att ge service till sina kunder, där råd kring periodiseringar som gynnar kunden kan vara sådan service. Detta är i linje med slutsatserna av Huguet och Gandía (2016), som menar att revisorer är mer tillåtande när de utför frivillig revision än obligatorisk revision.

Den låga förklaringsgraden kan delvis bero på att det för små aktiebolag av typen som under-

sökts - ofta mycket små - helt enkelt inte finns något att vinna på att manipulera resultatet, och

att de diskretionära periodiseringar som uppmätts antingen är uttryck för någonting annat än en

avsikt att manipulera resultatet eller en felaktig uppskattning.

(26)

Ytterligare en förklaring till resultaten kan hämtas från den tidigare litteraturen kring små bo- lags incitament för resultatmanipulering. Burgstahler, Hail, och Leuz (2006) visar att privata bolag framför allt manipulerar sina resultat av skattemässiga skäl, och därför främst företar inkomstminskande åtgärder. Samtidigt menar Nelson, Elliott, och Tarpley (2003) att revisorer i första hand motverkar inkomstökande åtgärder, i enlighet med de krav på konservatism som erfordras av redovisningsstandarder. Sammantaget skulle detta kunna förklara revisionens bris- tande effektivitet i att motverka resultatmanipulation som här indikerats, men att revisionen till synes verkar främja resultatmanipulation lämnas dock oförklarat.

Förklaringen till våra resultat ligger troligtvis i en kombination av resonemangen som förts ovan, men vilken inbördes vikt de bör tillskrivas går inte att tillförlitligt utröna utifrån den här studien.

4.3 Robusthetstester

Eftersom tidigare studier i regel delar upp företag på bransch-basis då diskretionära periodise- ringar approximeras med hjälp av Jones-modellen så testas resultatens robusthet genom att me- toden upprepas, men nu endast med företag inom byggbranschen (SNI-kodgrupper 41, 42 och 43)

²²

. I urvalet ingick 4602 företag med i genomsnitt cirka 2,6 miljoner i tillgångar (2017) och cirka 4,4 miljoner i omsättning (2017). 19 % av företagen hade valt att ha revisor (att jämföra med 16 % i det större urvalet).

22

SNI 41: Byggande av hus, SNI 42: Anläggningsarbeten, SNI 43: Specialiserad bygg- och anläggningsverksam-

het.

(27)

Tabell 4: Betakoefficienter för regressionsanalysens variabler i de olika modellerna med endast SNI-koder 41-43.

Modell 6 Modell 7 Modell 8 Modell 9 Modell 10

𝑅𝑒𝑣𝑖𝑠𝑖𝑜𝑛

_𝑖𝑡

0,229**

(0,044)

0,162**

(0,044)

0,201**

(0,045)

0,182**

(0,044)

0,136**

(0,045)

𝑆𝑘𝑢𝑙𝑑𝑔𝑟𝑎𝑑

_𝑖𝑡

0,568**

(0,065)

0,481**

(0,065)

𝑆𝑡𝑜𝑟𝑙𝑒𝑘

_𝑖𝑡

0,081*

(0,032)

-0,015 (0,033)

𝑇𝑖𝑙𝑙𝑣ä𝑥𝑡

_𝑖𝑡

0,254**

(0,027)

0,224**

(0,028)

Justerad R

²

0,006 0,022 0,007 0,024 0,035

N 4 602 4 602 4 602 4 602 4 602

** och * betecknar signifikans på 0,01 respektive 0,05 signifikansnivå. Betakoefficientens standardavvikelse skrivs inom parentes.

Resultaten var väsentligen desamma som med det större urvalet, men med skillnaden att revis- ionens påverkan på resultatmanipulationen genomgående är lägre. Att praktisk signifikans dock fortfarande föreligger i modell 10 följer av att revision förväntas öka resultatmanipulationen med 14,6 %, en icke försumbar effekt. Ett par andra avvikelser, av mindre vikt för studien, noteras också. Koefficienternas standardavvikelse är högre, men kan förklaras naturligt av den mindre storleken på urvalet. Dessutom ger även storlek upphov till ett skenbart stark påverkan av revision bland byggbolagen, men trots att effekterna är motsatta i modell 3 och 8 så är de så pass små att de är av mindre betydelse. De huvudsakliga fynden är däremot till synes robusta.

Eftersom extremvärden kan vara drivande i resultaten av en regression och helst bör inkluderas

om inte särskilda skäl föreligger, så upprepas regressionsanalyserna med ett otrimmat urval

(N=24 267). Resultaten är i stort sett identiska med de ursprungliga resultaten som redovisas i

tabell 4, och resultaten är robusta även i detta hänseende.

(28)

5 Konklusion

5.1 Slutsatser

Vår undersökning visar att små aktiebolag som väljer att ha revisor ägnar sig åt resultatmani- pulation i större utsträckning än små aktiebolag som väljer att inte ha revisor. Det betyder att revision ur det avseendet har en negativ effekt på resultatkvalitet. Dock är det värt att ha i åtanke att resultatmanipulation bara är en av flera aspekter av resultatkvalitet, och studien tar inte hän- syn till andra sådana. Det är till exempel tänkbart att en revisor kan avhjälpa bokföringsmässiga fel som inte återspeglas i modellen vi använt men som påverkar resultatkvaliteten negativt.

Om resultaten är i stort korrekta och generaliserbara innebär det att Skatteverkets uppfattning om revisorernas preventiva effekt skulle kunna behöva omprövas, åtminstone i fråga om de aktiebolag för vilka revision är frivillig. Dock, återigen, det är tänkbart att revision kan ha ef- fekter som inte uppmäts av denna studie, till exempel rörande de formaliafel som Riksrevis- ionen uttrycker oro över.

Undersökningen har genomförts med tre kontrollvariabler, vilket är betydligt färre i jämförelse med liknande studier (Becker, Defond, Jiambalvo, och Subramanyam, 1998; Huguet och Gandía, 2016). Detta i samband med resultatens låga förklaringsgrad gör att man inte kan ute- sluta att betydande kontrollvariabler utelämnats.

En möjlig förklaring till resultaten är att begränsningen av revisionsplikten förändrat förutsätt- ningarna för revision hos de undantagna företagen på ett sådant sätt att revisionen blir mindre relevant som garanti för resultatkvaliteten. Det faktum att företagen inte tvingas ha revisor gör att revisorn måste motivera nyttan med sina tjänster i större utsträckning än om det helt enkelt är ett lagkrav som skapar efterfrågan. Detta har implikationer för den politiska debatten, ef- tersom tveksamheter kring revisionens tillförlitlighet riskerar att urholka förtroendet för revis- ion i stort, vilket alltså skulle drabba även de företag som fortfarande måste ha revisor enligt lag.

5.2 Studiens tillförlitlighet

I undersökningen väljer vi att använda en serie proxyer för att komma åt det som huvudsakligen

är intressant, vilket påverkar studiens validitet. Den modifierade Jones-modellen, som vi an-

vänder för att uppmäta diskretionära periodiseringar, är väl använd men ger inte en perfekt bild

(29)

av diskretionära periodiseringar. De i sin tur utgör inte helheten av resultatmanipulation, som manifesteras i många olika former, och resultatkvalitet till sist påverkas av fler faktorer än end- ast resultatmanipulation. Resultaten bör tolkas med den försiktighet som detta fordrar.

Vår studie exkluderar de allra minsta aktiebolagen, och dessutom de nystartade aktiebolagen (eftersom modellen kräver data från två år är alla företag minst två år gamla). Det betyder att generaliserbarheten av resultaten till samtliga företag, eller ens samtliga ej revisionspliktiga företag, är begränsad. Särskilt vad gäller nystartade bolag indikerar Ekobrottsmyndighetens undersökning (Lundin & Backeström, 2016) att de ofta används på ett otillbörligt sätt, om de ägnar sig åt mycket resultatmanipulation är det något som inte fångas upp i vår studie.

5.3 Förslag till vidare forskning

Det vore intressant att se om studiens resultat är robusta då man kontrollerar för ytterligare faktorer, vilket kan undersökas genom att man konstruerar mer komplexa regressionsmodeller med fler kontrollvariabler. Specifikt vill vi även föreslå att man inkluderar ett avkastningsmått som komplement till omsättningstillväxten för att kontrollera för företagens prestation, ef- tersom tillväxt och prestation inte nödvändigtvis sammanfaller.

Vår studie har mätt absoluta diskretionära periodiseringar. En möjlig variation skulle kunna vara att istället analysera riktade diskretionära periodiseringar, det vill säga dela upp dem i po- sitiva och negativa, i syfte att få en djupare förståelse för hur revisionen påverkar resultatmani- pulationen och i förlängningen resultatkvaliteten. Med en sådan ansats fann Huguet och Gandía (2016) stöd för att revision i första hand motverkar inkomstökande beteenden.