VD:ns löneincitament och resultatmanipulering -
En studie på svenska noterade bolag
Kandidatuppsats 15 hp Externredovisning
Företagsekonomiska institutionen Uppsala universitet
VT 2021
Datum för inlämning: 2021-06-03
Johanna Rehme Lizette Wiedel
Handledare: Katarzyna Cieslak
Sammandrag
Verkställande direktörer kan ha incitament att manipulera resultatet i syfte att öka sin variabla lön, åtminstone påvisar amerikanska studier ett positivt samband mellan andel rörlig lön och resultatmanipulation. Då implementering av incitamentsprogram till VD sedan 2000-talets början ökat i Sverige, samtidigt som sambandet ej undersökts i en svensk kontext, syftar studien till att undersöka alternativhypotesen det finns ett samband mellan verkställande direktörers relativa andel rörlig ersättning och diskretionära periodiseringar genom regressionsanalys. Studiens urval baseras på Large och Mid Cap-bolag listade på Nasdaq Stockholm och det slutliga stickprovet utgörs av 208 observationer fördelade över 79 företag under åren 2017-2019. Resultatmanipulation via diskretionära periodiseringar utgör studiens beroende variabel och estimeras genom Modified Jones Model medan ration rörlig till total VD-lön utgör studiens oberoende variabel. Regressionsanalysen påvisar ett signifikant positivt samband på 5 %-nivån mellan resultatmanipulation och andel rörlig lön. Detta indikerar att bolag med hög andel rörlig lön har lägre resultatkvalitet.
Nyckelord
Resultatmanipulation, Ledningsincitament, Resultatkvalitet, Diskretionära Periodiseringar, Ersättning till ledande befattningshavare
Innehållsförteckning
1. Inledning 1
1.1 Syfte och frågeställning 3
1.2 Avgränsning 3
1.3 Uppsatsens disposition 4
2. Teori och tidigare forskning 5
2.1 Resultatkvalitet och resultatmanipulation 5
2.2 Agentteori 7
2.3 Rörliga ersättningar till verkställande direktörer 8
2.4 Bolagsstyrning i Sverige 9
2.5 Tidigare forskning på resultatmanipulering och VD:ns löneincitament 10
3. Metod 13
3.1 Datainsamling och urval 13
3.2 Val av modell 16
3.3 Modified Jones Model 18
3.4 Modelltillämpning 20
3.5 VD:ns löneincitament och resultatmanipulation 21
3.6 Regressionsprocedur 24
4. Resultat och analys 26
4.1 Deskriptiv statistik 26
4.2 Korrelation mellan variabler 28
4.3 Regression 29
4.4 Analys av resultat 31
5. Slutsats 32
5.1 Begränsningar 32
5.2 Förslag på fortsatt forskning 33
6. Källförteckning 34
7. Bilagor 40
1. Inledning
År 2013 rapporterade 29 procent av bolagen noterade på Nasdaq Stockholm om införandet av nya incitamentsprogram under perioden (KPMG, 2015). Sex år senare uppgav istället 58 procent av bolagen att de hade aktiva incitamentsprogram, varav hela 71 procent av Large Cap-bolagen var representerade (PwC, 2020). Trenden i Sverige, där incitamentsprogram utgör ett allt vanligare styrmedel, ligger i linje med övergripande tendenser i västvärlden de senaste 40 åren (Bång & Waldenström, 2009). I USA har verkställande direktörers (VD:s) medianaktieinnehav tredubblats mellan åren 1980 och 1994 för att återigen dubbleras mellan 1994 och 2000 (Hall & Liebman, 1998). Andel rörlig lön, i form av aktietilldelningar och optionsprogram, utgjorde 90 procent av amerikanska storbolagsledares totala ersättning i slutet på 2000-talet (Bång & Waldenström, 2009).
Syftet med incitamentsprogram är att öka företagsvärdet genom att garantera att ledningens intresse sammanfaller med ägarnas (Anthony, Govindarajan, Hartmann, Kraus &
Nilsson, 2014). Incitamentsprogram kan därför beskrivas som ett styrmedel för att hantera agentproblem (Jensen & Meckling, 1976; Ross, 1973) där utformningen av programmen avgörs av företagets syn på hur värde och prestation maximeras (Bång & Waldenström, 2009). Samtidigt medför incitamentsprogram en risk för resultatmanipulation då agenter kan agera i egenintresse för att påverka kontraktuella utfall som beror på det rapporterade resultatet (Healy & Whalen, 1999). Dechow, Ge och Schrand (2010) beskriver hur resultatkvalitet och resultatmanipulation är negativt associerade eftersom förekomst av resultatmanipulation per definition leder till en sämre gestaltning av företagets fundamentala prestation. Resultat av lägre kvalitet bidrar dessutom med ökad informationsasymmetri gentemot användare av finansiella rapporter, då diskrepansen ökar mellan rapporterat resultat och faktisk prestation. Till följd av ökad informationsasymmetri utgör därför resultat av lägre kvalitet sämre beslutsunderlag för beslutsfattare (Dechow, Ge & Schrand, 2010).
Studier gjorda med den amerikanska marknaden i fokus har påvisat att högre relativ andel rörlig lön till VD:n kan kopplas till högre nivåer av resultatmanipulation genom diskretionära periodiseringar (Bergstresser & Philippon, 2006). Då prestationen i finansiella rapporter reflekterar företagets effektivitet, därigenom indirekt VD:ns ledarkvaliteter, kan VD:n ha stora drivkrafter att medvetet snedvrida resultatet (Zhang, Bartol, Smith, Pfarrer & Khanin, 2008). Dessutom kan VD:n ha ytterligare egenintresse att manipulera resultatet om det påverkar densammes totala ersättning (Zhang et al., 2008). Tidigare studier visar att VD:n
anpassar offentliggörandet av goda respektive dåliga nyheter på så vis att det gynnar den egna lönen (Beneish & Vargus, 2002; Aboody & Kasznik, 2000).
Till vilken grad VD:ns incitamentsprogram kan kopplas till resultatmanipulering skiljer även beroende på bolagsstyrningsmodell där företag med angloamerikansk modell, som karaktäriseras av högre investerarskydd och mer utspritt ägande, tenderar att ha lägre manipulation än företag med eurokontinental modell (Almadi & Lazic, 2016; Lang, Smith Ready & Wilson, 2006). Sverige är unikt i den mån att både pyramidalt ägande och olika röststyrka i aktier tillåts, vilket i kombination med en hög ägarkoncentration ger stor kontroll till majoritetsägaren (Svancar, Högfeldt, Agnblad & Berglöf, 2002; Almeida & Wolfenzon, 2006). Samtidigt finns ett starkt lagstadgat investerarskydd (Jakobsson & Wiberg, 2014), något som skiljer Sveriges styrmodell från stora delar av Europa, vilket enligt Almadi och Lazic (2016) minskar risken för resultatmanipulation.
I praktiken innebär det svenska systemet att ett fåtal familjer och koncerner äger majoriteten av rösterna men minoriteten av kapitalet, exempelvis kontrollerar Wallenbergfamiljen företag som utgör hälften av Nasdaq Stockholms börsvärde (Svancar et al., 2002). Upplägget kan därför försätta minoritetsägaren i en utsatt situation där deras kapital riskerar utnyttjas utan att densamme har större möjlighet att påverka situationen bortsett från att sälja av sina andelar (Svancar et al., 2002). Dessutom har tidigare studier (Li
& Zaiats, 2017; Lobanova, Barua, Mishra & Prakash, 2019) påvisat att informationsasymmetrin är större och resultatmanipulation är mer förekommande i företag med olika röststarka aktier. Traditionellt har länder med stark ägarkoncentration, genom aktiva ägare i styrelsen, använt övervakning snarare än rörlig ersättning baserad på prestation som kontrollmekanism (Jakobsson & Wiberg, 2014). Majoritetsägaren har på nära håll kunnat styra och följa ledningens arbete varför behovet av incitament, i form av bland annat bonus, aktier eller optioner, ej varit lika trängande. Samtidigt menar Jakobsson och Wiberg (2014) att en internationaliseringstrend råder, där Sverige påverkas av i synnerhet angloamerikanska influenser, varför inflytande i bolagen från minoritetsägare och externa intressenter växer sig allt starkare. Ett tecken på trenden är att implementeringen av rörlig ersättning ökat i andel sedan 2000-talets början i Sverige (KPMG, 2015; Bång &
Waldenström, 2009).
Även om kopplingen mellan rörlig lön (ex. bonus, optionsprogram och aktierelaterad ersättning) och resultatmanipulation är väldokumenterad internationellt (Zhang et al., 2008;
Bergstresser & Philippon, 2006; Healy & Palepu, 2001) råder en avsaknad på studier som undersöker om fenomenet även gäller för svenska bolag. Resultaten från tidigare studier kan
dessutom vara svåra att generalisera till en svensk kontext som följd av Sveriges unika styrmodell som å ena sidan har starkt investerarskydd, å andra sidan karaktäriseras av hög ägarkoncentration och olika röststyrka i aktier. Den ökade implementeringen (Bång &
Waldenström, 2009) gör det aktuellt och intressant att undersöka om incitamentsprogram i Sverige kan kopplas till resultatmanipulering. Då Sverige präglas av stark ägarkoncentration och kontroll från majoritetsägare är det dessutom särskilt angeläget att de finansiella rapporterna, vars syfte är att tjäna underlag vid beslut för i synnerhet minoritetsägare (Marton, Lundquist & Pettersson, 2020), är av god kvalitet och fri från resultatmanipulering.
1.1 Syfte och frågeställning
Då incitamentsprogram blivit alltmer förekommande de senaste decennierna globalt och i Sverige (PwC, 2020; Bång & Waldenström, 2009) är det viktigt att undersöka dess potentiella effekter där resultatmanipulering kan vara en möjlig sådan (Bergstresser &
Philippon, 2006). Genom att undersöka om det finns ett samband mellan rörlig ersättning till verkställande direktörer och förekomst av resultatmanipulering syftar studien till att bidra med ökad kunskap inom ämnet med en svensk marknad i fokus.
- Finns ett samband mellan VD:ns löneincitament och resultatmanipulering?
1.2 Avgränsning
Studiens definition av VD:ns löneincitament avser rörlig ersättning utöver den verkställande direktörens fasta grundlön. Vidare tycks incitamentsprogram vara mer förekommande i stora jämfört med mindre företag (SOU 2016:23; PwC, 2020) varför studien avgränsas till att undersöka Mid- och Large Cap-bolag på Nasdaq Stockholm då dessa antas tillhöra den förstnämnda gruppen i stor utsträckning. Xuefeng Jiang, Petroni och Yanyan Wang (2010) menar att ekonomichefen kan ha större incitament att utföra resultatmanipulering än VD:n samtidigt som Friedman (2014) påvisar att VD:n kan utföra påtryckningar på sådant sätt att ekonomichefen upplever sig tvungen att manipulera siffror. Studien avgränsas därför till att undersöka incitamentsprogram kopplade till VD:n, dels med bakgrund av Friedmans (2014) fynd, dels då data rörande VD:ns ersättning är mer lättillgänglig i företags årsrapporter.
1.3 Uppsatsens disposition
Uppsatsen är uppbyggd kring fyra huvudrubriker bortsett från den Inledning som behandlats ovan. Nedan presenteras Teori och tidigare forskning som tar avstamp i det rådande forskningsläget inom ämnesområdet tillsammans med teoretiska resonemang för att vidare kunna analysera studiens insamlade empiri och resultat. Efterföljande kapitel, Metod, redogör för studiens modelltillämpning, datainsamling och urvalsprocess. Vidare presenteras Resultat och analys som redogör för studiens resultat, vilket analyseras med stöd i teori och tidigare forskning. Uppsatsens avslutande Slutsats summerar det sammantagna resultatet med mål att kunna besvara studiens syfte och frågeställning. Slutligen presenteras studiens bidrag till det befintliga kunskapsläget samt förslag på framtida forskning.
2. Teori och tidigare forskning
I detta kapitel redogörs för teoretiska begrepp och lämpliga teorier avseende studiens fokusområde. Vidare behandlas bakgrunden till tillämpningen av ersättning till verkställande direktörer samt bolagsstyrning i Sverige. Slutligen presenteras tidigare forskning på VD:ns löneincitament och resultatmanipulering, vilket mynnar ut i studiens hypotes.
2.1 Resultatkvalitet och resultatmanipulation
För att intressenter, såsom existerande och potentiella investerare samt kredit- och långivare, ska kunna fatta informerade beslut krävs att informationen som besluten baseras på är av god kvalitet (Healy & Wahlen, 1999). Finansiella rapporter utgör ofta underlag för beslut varför frånvaro av resultatmanipulering är av stor vikt (Kothari, Leone & Wasley, 2005), i synnerhet då periodens resultat i litteraturen anges som den främsta prediktorn för framtida resultat (Runesson, Samani & Marton, 2018; Dichev & Tang, 2009). Genom ledningsbeslut och periodiseringar kan ledningsgrupper emellertid rapportera om prestation som ej överensstämmer med företagets fundamentala (Sloan, 1996), vilket i sin tur försämrar resultatkvaliteten (McNichols & Stubben, 2008).
Dechow, Ge & Schrand (2010) beskriver resultatkvalitet som beroende av redovisningssystemets förmåga att mäta företagets fundamentala prestation. Till vilken grad de finansiella rapporterna återspeglar den fundamentala prestationen påverkar dess resultatkvalitet. Finansiella rapporter av hög kvalitet beskrivs därför tillföra mer information om företagets finansiella prestation som är relevant för specifika beslutfattare vid specifikt beslutsfattande (Dechow, Ge & Schrand, 2010). Då efterlevnad av redovisningsstandarder, redovisningsmetod och redovisningsmässiga beslut och ställningstaganden kan påverka hur företagets fundamentala prestation gestaltas kan resultatkvalitet ej beskrivas som konstant utan snarare beroende av ett flertal faktorer (Runesson, Samani & Marton, 2018; Dechow, Ge
& Schrand, 2010). Relevans och korrekt återgivande fastslås i det konceptuella ramverket som de två grundläggande kvalitativa egenskaperna för finansiella rapporter. Relevans definieras som information som påverkar beslut medan korrekt återgivande innebär fullständig och neutral rapportering som är fri från fel (IAS 1).
Healy och Wahlen (1999, s. 368) definierar att “[...] resultatmanipulering uppstår då chefer tillämpar bedömning i finansiell rapportering och i struktureringen av transaktioner för att förändra finansiella rapporter”. Detta med avsikt att “[...] antingen vilseleda intressenter kring underliggande ekonomisk prestation eller för att påverka kontraktuella utfall som beror
på det rapporterade resultatet” (Healy & Wahlen, 1999, s. 368). Då resultatmanipulering till sin natur medför grundlösa förändringar av resultatet genom användning av periodiseringar beskrivs förekomsten som negativt associerad med resultatkvalitet (Dechow, Ge & Schrand, 2010). Alltså medför resultatmanipulering en risk för användare av finansiella rapporter då relevansen minskar samtidigt som återgivningen i lägre grad överensstämmer med den fundamentala prestationen. Braam, Nandy, Weitzel och Lodh (2015) beskriver två huvudsakliga strategier för resultatmanipulering, dels periodiseringsbaserad (vilken också är den vanligaste strategin), dels realmanipulering.
Enligt periodiseringsprincipen ska kostnader och intäkter bokföras till de perioder de är hänförliga till, oavsett när de bakomliggande kassaflödena uppstår i enlighet med Årsredovisningslag (2 kap. 4 § ÅRL). Alltså utgör periodiseringar en naturlig och självklar del av finansiell rapportering varför periodiseringsbaserad resultatmanipulering kan vara svår att upptäcka. Samtidigt har forskningen identifierat två huvudtyper av periodiseringar, naturliga och diskretionära, vilka påverkar resultatkvaliteten olika (Healy & Wahlen, 1999).
Den första typen avser periodiseringar som baseras på fundamentala redovisningsmässiga grundprinciper, medan den andra avser periodiseringar baserade på ledningsbeslut (Francis, LaFond, Olsson & Schipper, 2005). Diskretionära periodiseringar kan ge upphov till såväl sämre som bättre beslutsunderlag för beslutsfattare samt både minskad och ökad informationsasymmetri gentemot användare av finansiella rapporter, beroende på i vilket syfte och hur de tillämpas (Healy & Wahlen, 1999; Kothari, Leone & Wasley 2005). Å ena sidan besitter ledningsgrupper unik kompetens om företaget vilket medför att de kan förbättra gestaltningen av företagets prestation i de finansiella rapporterna med hjälp av periodiseringar. Å andra sidan kan ledningen medvetet manipulera resultatet för egen vinning eller i vilseledande syfte och därmed försämra rapportkvaliteten (Francis et al., 2005; Healy
& Wahlen, 1999). Emellertid är en skiljelinje mellan de två typerna av diskretionära periodiseringar svåra att identifiera varför de positiva effekterna är svåra att skilja från de negativa. Istället används diskretionära periodiseringar vanligen som ett mått på resultatmanipulering, utan att göra någon inbördes åtskillnad (Dechow, Ge & Schrand, 2010;
Healy & Wahlen, 1999).
Realmanipulering baseras, till skillnad från periodiseringsbaserad resultatmanipulation, på verkliga ekonomiska transaktioner mellan företag som struktureras på ett sådant sätt att företaget uppnår resultatmål (Braam et al., 2015). Alltså påverkar realmanipulering såväl kassaflödes- som periodiseringskomponenter i resultatet vilket i sin tur kan ha långsiktig påverkan på framtida resultat. Realmanipulering beskrivs därför som mer kostsam med den
stora fördelen att den är svårare att upptäcka, då den ej ger upphov till diskretionära periodiseringar i samma utsträckning (Graham, Harvey & Rajgopal, 2005).
Enligt Healy och Wahlens (1999) definition av resultatmanipulation kan en drivkraft bestå i kontraktuella utfall som beror på det rapporterade resultatet. Exempel på sådana utfall är bonus och/eller rörliga löneincitamentsprogram, där chefer kan vara särskilt motiverade att rapportera en viss vinst eller nå ett visst aktiepris i syfte att aktivera en bonus eller höja sin lön (Fahlenbrach & Stulz, 2011).
2.2 Agentteori
Agentteorin anses som ett av de mest betydelsefulla teoretiska synsätten inom redovisningsforskning (Lambert, 2001) och byråförhållandet mellan agent och principal beskrivs som ett av de vanligaste kodifierade sätten för social interaktion (Ross, 1973).
Agentteorin härrör från informationsekonomilitteraturen men skiljer från den traditionella informationsekonomin genom dess grundläggande tro att incitament, informationsasymmetri och samordning är viktiga beståndsdelar till förståelsen av organisationers funktionalitet (Lambert, 2001).
Enligt teorin kan ägare (principal) och företagsledning (agent) antas varandras motparter (Runesson, Samani & Marton, 2018) då relationen bygger på ett avtalsförhållande där den ena parten (agenten) är ålagd att utföra ett uppdrag eller agera representant för den andra partens (principalens) räkning (Ross, 1973; Jensen & Meckling, 1976; Bång & Waldenström, 2009; Borg, 2003). Genom att delegera ansvar till företagsledningen, vilket samtidigt separerar ägandet och kontrollen, kan intressekonflikter uppstå då agenter agerar i egenintresse och som självmaximerande aktörer (Jensen & Meckling, 1976).
Huruvida agenten agerar i principalens intresse är tämligen svårt att verifiera (Bång &
Waldenström, 2009) och kan, i enlighet med Jensen och Meckling (1976), förklaras genom den otillräckliga övervakningen och följaktligen osäkerheten kring agentens utförande av det delegerade ansvaret. För att reducera möjligheten att agenten frångår principalens intresse, och därigenom överbrygga agentproblemet, tillämpas lämpliga kontrakt mellan berörda parter (Jensen & Meckling, 1976; Bång & Waldenström, 2009). Agentproblemet förmår därför principalen att tillämpa indirekta utfallsmått i form av incitament för företagsledningen (Bång
& Waldenström, 2006; Healy & Palepu, 2001) som begränsar de förekommande intressekonflikter och i sin tur agentkostnader förknippade med agentens lojalitetsförbindelse (Borg, 2003).
Incitamentsprogrammen är således ämnade att lösa det så kallade agentproblemet mellan principal och agent (Bång & Waldenström, 2009; Elayan, Lau & Meyer, 2003) som därigenom begränsar ledande befattningshavare till avvikande aktiviteter som strider mot ägarnas intresse (Jensen & Meckling, 1976). Samtidigt menar Bebchuk och Fried (2003) att incitamentsprogram likväl kan skapa agentproblem, i den mån att chefer fokuserar på att öka den egna lönen genom resultatmanipulation snarare än att förbättra företagets prestation.
2.3 Rörliga ersättningar till verkställande direktörer
Användning av rörliga incitamentsprogram, i form av löneförmåner till ledande funktionärer, sträcker sig internationellt tillbaka till 1940-talet från den så kallade pilotskolan i USA (Borg, 2003). Fokus riktades mot att engagera ledningen i ett företag (piloter) att arbeta utefter företagets intresse och därigenom utlova ekonomisk förmån av företagets tillväxt och utveckling. Inte förrän på 1980-talet började Sverige anamma pilotskolan och rörliga incitamentsprogram tog form under samma period, där VD köpte aktier i pilotföretaget i syfte att förena densammes intresse med aktieägarnas (Bång & Waldenström, 2009). Ur detta har debatt kring incitamentsprogrammens uppbyggnad tilltagits styrka utifrån förståelsen för VD:s drivkrafter (Bång & Waldenström, 2009) med framförda uppfattningar kring att ledningen ”[...] omotiverat berikar sig på aktieägarnas bekostnad” (Borg, 2003, s. 11). Likväl har debatt florerat kring huruvida lämpligheten av rörliga incitamentsprogram, med ledningsincitament förenade med dess anställning, kan motiveras (Borg, 2003).
Då personal har blivit en allt viktigare värdeskapande resurs krävs det att företag finner förmågan att motivera, behålla och belöna sina anställda (Borg, 2003). Härigenom uppmärksammas även vikten att knyta kvalificerad personal till verksamheten som sedan tidigare besitter god inblick i företagets affärsmöjligheter (Bång & Waldenström, 2009).
Huruvida anställda anstränger sig för att åstadkomma aktiviteter i syfte att öka företagets värde är diskuterat. Borg (2003) menar likt Bång och Waldenström (2009) att såvida de anställdas ersättning enbart är baserad på en fast lön kan det finnas en avsaknad av stimuli1 att investera i lönsamma, men riskfyllda, projekt som ligger i företagets intresse.
För att kunna upphäva den övervakningsproblematik inom intressekonflikter mellan företag och anställda kan lämpliga incitamentsprogram tillämpas mellan berörda parter (Borg, 2003; Bång & Waldenström, 2009). Detta kan härledas till agentförhållandet mellan ägare och VD (Bång & Waldenström, 2009) genom att förmå VD:n att arbeta mer effektivt
1 För anställdas drivkrafter finns även andra teorier om hur motivation uppstår, se ex. self determination theory (Gagne & Deci, 2005).
och se till att VD:ns mål sammanfaller med ägarnas (Borg, 2003). Enligt Borgs (2003, s. 18) definition av incitament, som något “[...] som skapar en lust eller vilja att göra något visst”, kan incitamentsprogram vara en möjlig åtgärd för att förändra VD:ns beteende, förutsatt att densamme upplever det motiverande. Då ägaren saknar både tid och kompetens att vidmakthålla och utveckla företagets tillväxt har VD:n i allt större omfattning tillgivits incitament som samvarierar med detta (Bång & Waldenström, 2009).
Ägare kan därför uppbåda ett eftersträvansvärt beteendemönster hos VD:n, samtidigt som densamme gynnas i mån om högre ersättning, där VD:n förbinds starkare till företagets utveckling. Likväl ger stimulansen avtryck på goda arbetsinsatser, varför incitamentsprogram kan vara gynnsamt för både ägare och VD (Bång & Waldenström, 2009; Borg, 2003).
Sålunda är incitamentsprogram konstruerade med dubbelt syfte (Borg, 2003) där företag köper tjänsten, till följd av kompetensen, av VD:n som i sin tur får något av värde i utbyte (Marton, Lundqvist & Pettersson, 2020). Såvida VD:ns ersättning påverkas av förändringar i aktiekursens värde kan incitamentet komma att ha betydelse för att i viss mån överbrygga agentproblemet (Bång & Waldenström, 2009) och på så sätt öka kontrollen hos ägarna (Borg, 2003).
2.4 Bolagsstyrning i Sverige
Svensk bolagsstyrning regleras i första hand av Aktiebolagslagen (ABL 2005:551) vilken kompletteras av standarder och normer föreskrivna i Svensk kod för bolagsstyrning (Jakobsson & Wiberg, 2014). Den svenska styrningen har, som följd av den höga ägarkoncentrationen och aktiva majoritetsägare i styelsen, historiskt karaktäriserats av kontroll och övervakning snarare än incitament till chefer. Enligt Bao och Lewellyn (2017) finns ett positivt samband mellan kontrollerande ägarskap och förekomst av resultatmanipulering, dock minskar sambandets styrka ifall minoritetsskyddet är högt.
Under hela 1800-talet och stora delar av 1900-talet har utländskt ägande i svenska börsbolag varit kraftigt begränsat. Detta menar Jakobsson och Wiberg (2014) har varit en av flera anledningar till en stark ägarkoncentration inom svenska bolag. Den svenska ägarmodellen, karaktäriserad av stark kontroll, går att härleda till 1920- och 1930-talet.
Samtidigt som en stor ägarkoncentration präglar Sverige, där ett fåtal familjer äger majoriteten av röststarka aktier, återfinns dock ett starkt lagstadgat minioritetsskydd (Svancar et al., 2002; Jakobsson & Wiberg, 2014). Sverige är dessutom unikt i den mån att olika röststarka aktier är tillåtet (Svancar et al., 2002), något som Li och Zaiats (2017) och Lobanova et al. (2019) menar kan kopplas till högre grad av resultatmanipulation och sämre
informationsmiljö. Minoritetsägare i svenska bolag med A- och B-aktier kan därför i vissa fall tillsammans äga majoriteten av kapitalet men minoriteten av rösterna.
Jakobsson och Wiberg (2014) kan emellertid påvisa utmaningar som följd av globalisering och ekonomisk-politiska reformer hos den svenska ägarmodellen, vilket även antas växa allt större framöver. Detta till följd av att den angloamerikanska bolagsstyrningen fått allt större avtryck på den svenska där fokus riktas mot att reducera kontrollägarnas inflytande genom ledningsstyre och spritt ägande. Samtidigt ersätts allt fler svenska bolag av institutionella investerare, vilka ersätter den tidigare identifierbara kontrollägaren på aktiemarknaden, som reducerar de traditionella aktieägargrupper och familjers ägarandel på den svenska marknaden (Jakobsson & Wiberg, 2014).
2.5 Tidigare forskning på resultatmanipulering och VD:ns löneincitament Healy (1985) är en av de första som kopplar rörliga löneincitament hos ledande befattningshavare till förekomsten av resultatmanipulering genom att finna ett samband mellan modifiering eller implementering av bonussystem och förändring av redovisningsmetod. Att chefer får ett förändrat eller nytt bonussystem anges därför som ett incitament för densamme att förändra redovisningssystemet och periodiseringar på så sätt att de gynnar kontraktuella utkomster i form av bonus (Healy, 1985).
Gaver, Gaver och Austin (1995) bygger vidare på Healys (1985) forskning om bonussystem, men finner till skillnad från Healy (1985) att förekomsten av inkomsthöjande diskretionära periodiseringar är som störst då chefen i fråga riskerar att ej åtnjuta någon bonus. Precis som Gaver, Gaver och Austin (1995) finner Burgstahler och Dichev (1997) stöd för resultatutjämning, vilket innebär att ledningen ökar andelen periodiseringar under sämre perioder men minskar dem under bättre i syfte att uppnå ett jämnt resultat. Även Murphy (1999) menar att verkställande direktörer kan bonusmaximera genom användning av diskretionära periodiseringar. Sammanfattningsvis baseras stor del av forskningen under 80- och 90-talet på incitament i form av bonussystem medan den efter Sloan (1996) riktas alltmer mot aktierelaterad ersättning och dess koppling till resultatmanipulering.
Sloan (1996) fann att den relativa andelen av resultatets kassaflödes- och periodiseringskomponent ej inprisades i aktiepriset, vilket i sin tur går stick i stäv med den effektiva marknadshypotesen. Den relativa komponentfördelningen är nämligen associerad med resultatuthållighet där högre andel periodiseringskomponent medför lägre uthållighet, och därmed lägre förutsägbarhet. Resultatet från Sloans (1996) studie indikerar därför att resultatmanipulering kan användas för att påverka aktiepriset.
Aboody och Kasznik (2000) finner att verkställande direktörer påverkar aktiepriset genom att anpassa tidpunkten då dåliga respektive goda nyheter släpps i syfte att maximera sin rörliga ersättning. Bång och Waldenström (2009) beskriver att incitamentet, att hålla alternativt påskynda publicering av information som påverkar aktiepriset, blir särskilt starkt om VD:ns rörliga ersättning baseras på aktiepriset ett visst datum, såsom många optionsprogram. Fyndet bekräftas av Healy och Palepu (2001) vilka finner att tillkännagivande av goda nyheter fördröjs medan dåliga nyheter påskyndas. Insiderhandel beskrivs av Beneish och Vargus (2002) som mer förekommande under perioder med högre andel periodiseringskomponent, där perioden efterföljs av låg avkastning och lägre aktiepris. Således indikerar studien att ledningen använder diskretionära periodiseringar i syfte att upprätthålla en chimär fram till dess att desamma minskat sitt aktieinnehav och således ej påverkas i samma utsträckning av ett sjunkande aktiepris (Beneish & Vargus, 2002). Bergstresser och Philippon (2006) finner att diskretionära periodiseringar i högre grad används om VD:ns totala lön i högre utsträckning är aktierelaterad eller beroende av optionsprogram. Dessutom bekräftas Beneish och Vargus (2002) fynd av Bergstresser och Philippon (2006) i den mån att de sistnämnda finner stöd för att verkställande direktörer och andra insiders ökar sin försäljning av aktier under perioder med hög periodiseringskomponent.
Lang, Smith Ready och Wilson (2006) identifierar en skillnad i förekomst av resultatmanipulering mellan länder med euro-kontinental respektive anglo-amerikansk bolagsstyrningsmodell. Företag med anglo-amerikansk styrmodell har lägre nivåer än de med euro-kontinental, vilket Lang, Smith Ready och Wilson (2006) menar kan bero på grad av investerarskydd. Zhang et al. (2008) undersöker aktierelaterad ersättning i relation till resultatmanipulering och upptäcker att verkställande direktörer, med relativt sett stort aktieinnehav, är mindre benägna att manipulera siffror. Dessutom konstaterar författarna att out-of-the-money- jämfört med in-the-money-optioner, har skilda effekter på VD- manipulering. Då out-of-the-money-optioner ger verkställande direktörer en uppfattning av en förlustsituation, är optioner av detta slag positivt associerat med resultatmanipulering mätt genom diskretionära periodiseringar (Zhang et al., 2008).
Likt Lang, Smith Ready och Wilson (2006) studerar Almadi och Lazic (2016) skillnader i resultatmanipulering beroende på styrmodell. I studien representerar Österrike och Tyskland den euro-kontinentala modellen medan Storbritannien och Australien den anglo-amerikanska.
I linje med Lang, Smith Ready och Wilson (2006) återfinns en skillnad i nivåer av resultatmanipulering beroende på styrmodell (Almadi & Lazic, 2016). Trots att Sveriges styrmodell klassas som euro-kontinental präglas den ändå av högt investerarskydd (Svancar
et al., 2002), vilket enligt Almadi och Lazic (2016) och Lang, Smith Ready och Wilson (2006) i högre grad karaktäriserar angloamerikansk modell och lägre grad resultatmanipulering. Samtidigt har svenska bolag traditionellt utövat kontroll genom övervakning (Jakobsson & Wiberg, 2014) medan det på senare år blivit allt vanligare med incitamentsprogram (PwC, 2020; KPMG, 2015; Bång & Waldenström, 2009), och därmed medfört ökade möjligheter för ledande befattningshavare att påverka sin egen lön genom resultatmanipulation.
I skrivande stund har inga studier som kopplar resultatmanipulering till VD:ns löneincitament genomförts med en svensk marknad i fokus. Med bakgrund mot den internationella forskningen formuleras studiens hypotes, skriven i sin alternativform.
H1) Det finns ett samband mellan verkställande direktörers relativa andel rörliga ersättning och diskretionära periodiseringar.
3. Metod
Studiens metod är av kvantitativ karaktär och baseras på sekundärdata av offentlig statistik från bolags årsredovisningar och den finansiella databasen Refinitiv Eikon. Kapitlet inleds med tillvägagångssättet för datainsamling och urval. Vidare förs en diskussion kring val av modell för att beräkna studiens estimat på resultatmanipulering samt presentation av studiens analysmodeller.
3.1 Datainsamling och urval
För att undersöka kopplingen mellan resultatmanipulation och VD:ns löneincitament i svenska företag baserades studiens urval på företag noterade på Nasdaq Stockholm. Urvalet motiveras genom att finansiell data över dessa företag är lättillgänglig samt att bolagen förväntas återspegla det svenska näringslivet och därmed målpopulationen. Därutöver avgränsades urvalet till bolag listade på Mid Cap och Large Cap under åren 2017 till 2019, dels då dessa i högre utsträckning rapporterar om aktiva incitamentsprogram (PwC, 2020), dels då de omfattas av redovisningsmässiga regler som förpliktar dem att inkludera ersättning till VD som not i årsredovisningen (5 kap. 39 § ÅRL). Att studiens undersökningsperiod begränsades till åren 2017, 2018 och 2019 beror på att data över ersättning inhämtades manuellt vilket är tidskrävande varför räkenskapsår närmre i tiden prioriterats. Att data från räkenskapsåret 2020 inte inkluderats i studien är dels med anledning av att kringgå eventuella extrema effekter på resultatet av Covid-19, dels då flera bolag vid tidpunkten för datainsamling inte ännu publicerat sina årsrapporter för 2020.
Bolag på Nasdaq Stockholm är uppdelade efter branscher enligt Industry Classification Benchmark (ICB) utifrån huvudindustrierna; Oil and Gas, Basic Materials, Industrials, Consumer Goods, Health Care, Consumer Services, Telecommunications, Utilities, Financials och Technology. ICB-kodningen utgör basis för den industriindelning efter vilka diskretionära periodiseringar estimeras för respektive år i Modified Jones Model (MJM). All finansiell data som krävs för MJM (anläggningstillgångar, omsättningstillgångar, totala tillgångar, kortfristiga skulder, likvida medel, kortfristiga lån, kundfordringar samt av- och nedskrivningar) samt för att konstruera studiens kontrollvariabler2 (ROA, SIZE, LEV och OCF) hämtades från Refinitiv Eikon över åren 2017, 2018 och 2019. Därutöver hämtades data från år 2016 för variablerna kortfristiga skulder, omsättningstillgångar, likvida medel
2 Inga dummyvariabler för år eller industri inkluderas i regressionsanalysen då diskretionära periodiseringar estimeras separat för år och industri i MJM.
och kortfristiga lån, då beräkning av förändring kräver data från föregående år. Vidare inhämtades även data över totala tillgångar från 2016 då variablerna i MJM, vid beräkning av totala periodiseringar, divideras med föregående års tillgångar i syfte att reducera problem med heteroskedacitet (Peasnell, Pope & Young, 2000b).
Då större bolag (1 kap. 3 § ÅRL) är tvungna att redovisa löner och andra ersättningar till ledande befattningshavare (5 kap. 39 § ÅRL) hämtades data över verkställande direktörers ersättning manuellt från noterna i respektive bolags årsredovisning under åren 2017, 2018 och 2019. Insamlad data av verkställande direktörers ersättning kategoriseras enligt; rörlig ersättning (bonus och aktierelaterad ersättning) samt total ersättning. Inledningsvis inkluderades även övriga förmåner i rörlig ersättning men då denna, dels i majoriteten av fallen bestod av bilförmåner, dels i vissa fall var medräknat i underlaget för den fasta grundlönen (och alltså inte redovisades separat), exkluderades den från att ingå i den rörliga ersättningen. Hade övriga förmåner däremot inkluderats skulle likvärdigheten mellan vad som ingår i rörlig ersättning varierat mellan företag varför jämförbarheten skulle minska.
Vid datainsamlingen exkluderades företag vars räkenskapsår inte följde kalenderår av anledningen att inträffade samhällsekonomiska händelser i vissa fall skulle redovisas i skilda perioder i jämförelse med företag vars årsredovisning följer kalenderår, vilket skapar problem vid estimering av MJM. Exempelvis skulle effekter av coronapandemin påverka resultatet för räkenskapsåret 2019/2020 men inte för de som redovisar årsvis för året 2019. Eftersom MJM- estimatet för ett företags förväntade periodiseringar givet industriår påverkas av företag i samma bransch kan ett företag med extrem prestation påverka de andra branschföretagens förväntade nivå (McNichols & Stubben, 2008). Alltså exkluderades företag med brutet räkenskapsår för att förbättra jämförbarheten samt tillförlitligheten då diskretionära periodiseringar estimerats.
Ur urvalet krävs att data, hänförlig till studiens metodologiska utgångspunkter, återfinns i bolagens årsredovisningar och i databasen Refinitiv Eikon. Beträffande data som saknats i Refinitiv Eikon har dessa inhämtats manuellt från årsredovisningar. I de fall information om ersättning till verkställande direktör samt nödvändig data inte fanns tillgänglig exkluderades observationen från stickprovet. Därutöver exkluderades bolag för de åren då de bildades samt året därpå, om detta inföll under undersökningsperioden. Detta beror på att beräkning av förändring i kortfristiga skulder, omsättningstillgångar, likvida medel och kortfristiga lån krävs för MJM. Då prestation i ett företag påverkar estimatet av förväntade periodiseringar för resterande bolag givet industri och år, riskerar företag utan ett fullständigt resultat därför
påverka andra företags estimat. Alltså exkluderades nystartade bolag för året de startade och året efter av samma anledning som företag med brutna räkenskapsår.
Avseende bolag med utländsk valuta har dessa omvandlats till SEK med hjälp av historisk växelkurs för den 31 december respektive år. I bolag där den verkställande direktören avgått och ersatts av en ny under studiens undersökningsperiod har dessa exkluderats från urvalet. Detta då avgångsersättning visats vanligt förekommande och på så sätt hade orsakat ett missvisande estimat på VD-löneincitament ett normalår.
För att garantera effektivare estimering av regressionskoefficienterna i tvärsnittsversionen av MJM exkluderades industrier med färre än 10 observationer per år (Peasnell, Pope & Young, 2000a). Samtliga industriår för Oil & Gas, Consumer Goods, Financials och Basic Materials hade färre än 10 observationer, varför dessa inte inkluderades i urvalet. Utilities hade inga observationer för något av undersökningsåren varför också den exkluderades. I syfte att minska bortfallet och därmed öka studiens styrka (De Veaux, Velleman & Bock, 2016) slogs Telecommunications och Technology samman vid estimering av diskretionära periodiseringar. Till följd av finans- och fastighetsbolags avvikande natur, utifrån redovisningsregler och principer, har även dessa i enlighet med Peasnell, Pope och Young (2000a) inte tagits med i studiens urval.
Initialt inkluderades företag i stickprovet under år då ingen rörlig ersättning utgick till VD:n i linje med hur Bergstresser och Philippon (2006) gjort i sin studie, dock exkluderades dessa observationer inför regressionsanalysen. När histogram togs fram över VDInc kunde det konstateras att observationerna med värdet 0 gav upphov till en bimodal fördelning i variabeln (se Figur 1 i Bilaga 1), vilket för regressionsanalys inte är lämpligt eftersom variabeln inte är normalfördelad (Borg & Westerlund, 2012). Dessutom hade fem av observationerna standardiserade residualer i beroende variabeln betydligt högre än den accepterade gränsen på ± 3,3 (se Figur 2 i Bilaga 1), därmed en sannolikhet mindre än 1/1000 att uppträda i stickprovet (Borg & Westerlund, 2012). Sammantaget togs därför beslut om att endast inkludera observationer i stickprovet med ett värde större än 0 på den oberoende variabeln. Det slutgiltiga stickprovet utgjordes efter bortfall av 208 observationer, fördelade över 79 företag med aktiva incitamentsprogram till VD:n under åren 2017-2019 (se Tabell 1 och 2).
Tabell 1. Sammanställning av bortfallet Bortfall av bolag
Bortfall Totalt
Initialt urval 247
Data saknas i Refinitiv Eikon -20 227
Data saknas i årsredovisningar -17 210
Bytt VD under
undersökningsperioden -59 151
Brutet räkenskapsår -9 142
Industry: Oil & Gas -2 140
Industry: Financials -6 134
Industry: Consumer Goods -36 98
Industry: Basic Materials -5 93
Bolag utan rörlig ersättning -14 79
Slutgiltigt urval 79
3.2 Val av modell
För att studera resultatmanipulering finns en rad möjliga tillvägagångssätt. Dels kan studiens utformning variera beroende på vilken typ av manipulation som avses mätas, realmanipulation eller periodiseringsbaserad, dels beroende på vilken modell som appliceras.
Dechow, Sloan och Sweeney (1995) jämför de fyra dittills mest beprövade periodiseringsbaserade modellerna med en egenkonstruerad version av Jones Model (JM) i syfte att undersöka modellernas förmåga att upptäcka resultatmanipulation. Studiens resultat påvisar att samtliga modeller gör det möjligt att förkasta studiens nollhypotes (att ingen resultatmanipulering finns under perioden) men att Modified Jones Model (MJM) är den med högst statistisk styrka och därmed bäst förmåga att förkasta en falsk nollhypotes givet signifikansnivån (Dechow, Sloan & Sweeney, 1995). Peasnell, Pope och Young (2000b) undersökte resultatmanipulering i Storbritannien och styrker fyndet från Dechow, Sloan och Sweeney (1995) och menar därmed att MJM är bäst för att detektera diskretionära periodiseringar. MJM är sprungen ur JM (Jones, 1991) men med tillägget att
Tabell 2. Sammanställning av stickprovets observationer fördelade över branscher och år
Industri 2017 2018 2019 Total
Industrials 24 28 28 80
Consumer discretionary 14 13 14 41
Health Care 13 17 19 49
Telecommunications & Technology 12 13 13 38
Total 63 71 74 208
intäktsförändringen justeras för förändringar i kundfordringar under perioden (Dechow, Sloan
& Sweeney, 1995). I modellen görs antagandet att förändring i kreditförsäljning under given period beror på resultatmanipulation. Dechow, Sloan och Sweeney (1995) argumenterar nämligen att det är lättare att resultatmanipulera genom att påverka hur kreditförsäljning, snarare än kontaktförsäljning, bokförs. Dechow, Ge och Schrand (2010) påpekar att modifieringen till viss del minskar risken för typ-II-fel i synnerhet då intäkter manipuleras.
Emellertid har viss kritik riktats mot periodiseringsbaserade modeller såsom MJM, dels då periodiseringar är ett brusig estimat för resultatmanipulering, dels då estimat på diskretionära periodiseringar för ett givet företag påverkas av företag i samma sektor då tvärsnittsversionen av MJM används (McNichols & Stubben, 2018; Jackson, 2018). Även Dechow, Sloan och Sweeney (1995) anger att periodiseringsbaserade modeller ofta är förhållandevis trubbiga såsom instrument för att upptäcka resultatmanipulation, då samtliga präglas av relativt låg statistisk styrka. Samtidigt anger Graham, Harvey och Rajgopal (2005) att realmanipulation till sin natur är svår att upptäcka varför studien fokuserar på periodiseringsbaserade mått på resultatmanipulation.
Trots att MJM snart är 30 år gammal, och har vissa uppenbara svagheter (McNichols &
Stubben, 2018; Jackson, 2018), används den fortfarande i stor utsträckning inom forskningen där exempelvis både Lobanova et al. (2019) och Cai, Kim, Li och Pan (2019) använder den för att estimera diskretionära periodiseringar och som estimat för resultatmanipulation. Med bakgrund mot att MJM används än idag (Lobanova et al., 2019; Cai et al., 2019), och att såväl Peasnell, Pope och Young (2000b) som Dechow, Sloan och Sweeney (1995) menar att ingen annan periodiseringsbaserad modell i en sammanvägd bedömning är bättre, kommer tvärsnittsversionen av modellen användas i studien. Således utgör diskretionära periodiseringar studiens estimat på resultatmanipulation.
För att vidare undersöka studiens hypotes kommer de diskretionära periodiseringarna för varje företag under givet år behandlas som fristående observationer samt utgöra regressionsanalysens beroende variabel. Studiens oberoende variabel är VD:ns löneincitament mätt som en ratio mellan rörlig ersättning och total ersättning. Att använda relativa snarare än absoluta tal kan vara fördelaktigt då den rörliga ersättningen sätts i relation till den totala och genom detta delvis kan tänkas kontrollera för bolagsstorlek. Hade absoluta tal använts skulle sannolikt de allra största bolagen också ha högst värden för VD:ns löneincitament, något som kunnat bli missvisande och skapa brus. Även Bergstresser och Philippon (2006) använde ett liknande estimat, då de menade att den relativa andelen rörlig ersättning, i förhållande till total ersättning, utgjorde incitament för VD:n att manipulera
siffror. I studiens regressionsanalys inkluderas även fyra kontrollvariabler, LEV, SIZE, ROA och OCF som av tidigare studier identifierats ha en koppling till resultatmanipulation mätt som absoluta periodiseringar (Peasnell, Pope & Young, 2000b; Bergstresser & Philippon, 2006; Kothari, Leone & Wasley, 2005; Li & Zaiats, 2017). Valet av multipel linjär regressionsmodell som analysmetod baseras på att metoden förekommit i samtliga studerade artiklar (med kvantitativ utgångspunkt) som på något sätt ställt resultatmanipulation, mätt i absoluta periodiseringar, i relation till en eller flera andra oberoende variabler (se bl.a. Li &
Zaiats, 2017, Lobanova et al., 2019, Cai et al., 2019, Kothari, Leone & Wasley, 2005, Bergstresser & Philippon, 2006). Dessutom ger metoden möjlighet att undersöka alternativa förklaringar genom implementering av kontrollvariabler.
3.3 Modified Jones Model
Enligt logiken för MJM anges ett företags totala periodiseringar bestå av diskretionära och förväntade periodiseringar där nivå av resultatmanipulering operationaliseras till diskretionära periodiseringar (Dechow, Sloan & Sweeney, 1995). De förväntade periodiseringarna estimeras separat för varje år och bransch. Syftet med branschspecifika estimat, snarare än ett enhetligt oberoende av industri, är att ta hänsyn till gemensamma faktorer som föreligger inom givet segment under respektive år, då företag inom samma bransch i större utsträckning antas påverkas mer likartat av samhälleliga ekonomiska händelser (Cai et al., 2019). Uppdelningen i branschspecifika estimat är därför tänkt att göra modellen mindre trubbig, eftersom nivåer av förväntade periodiseringar skiljer mellan branscher. Formeln för totala periodiseringar ser ut som följande:
𝑇𝐴 = 𝑁𝐷𝐴 + 𝐷𝐴 (1)
där
𝑇𝐴 = 𝑡𝑜𝑡𝑎𝑙𝑎 𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑑𝑖𝑠𝑒𝑟𝑖𝑛𝑔𝑎𝑟
𝑁𝐷𝐴 = 𝑓ö𝑟𝑣ä𝑛𝑡𝑎𝑑𝑒 𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑑𝑖𝑠𝑒𝑟𝑖𝑛𝑔𝑎𝑟 𝐷𝐴 = 𝑑𝑖𝑠𝑘𝑟𝑒𝑡𝑖𝑜𝑛ä𝑟𝑎 𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑑𝑖𝑠𝑒𝑟𝑖𝑛𝑔𝑎𝑟
Enligt Formel (1) kan ett estimat på diskretionära periodiseringar (DA) erhållas om värden för totala periodiseringar (TA) och förväntade periodiseringar (NDA) är kända då skillnaden mellan de två termerna är densamma som DA. I linje med Dechow, Sloan och Sweeney (1995) och Kothari, Leone och Wasley (2005) definieras TA som förändring i icke-kontanta tillgångar minus förändring i kortfristiga skulder, minus avskrivningar. Genom att utgå från
förändring i omsättningstillgångar och sedan reducera med förändringen i likvida medel och kortfristiga skulder ges ett estimat för icke-kontanta tillgångar, därefter subtraheras kortfristiga lån med avskrivningar. TA beräknas därmed enligt följande:
𝑇𝐴! = 𝛥𝐶𝐴! − 𝛥𝐶𝐿! − 𝛥𝐶𝑎𝑠ℎ! + 𝛥𝑆𝑇𝐷! − 𝐷𝑒𝑝! (2) där variablerna för period 𝜏 är
𝑇𝐴! = 𝑡𝑜𝑡𝑎𝑙𝑎 𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑑𝑖𝑠𝑒𝑟𝑖𝑛𝑔𝑎𝑟
𝛥𝐶𝐴𝜏= 𝑓ö𝑟ä𝑛𝑑𝑟𝑖𝑛𝑔 𝑖 𝑜𝑚𝑠ä𝑡𝑡𝑛𝑖𝑛𝑔𝑠𝑡𝑖𝑙𝑙𝑔å𝑛𝑔𝑎𝑟 𝛥𝐶𝐿𝜏= 𝑓ö𝑟ä𝑛𝑑𝑟𝑖𝑛𝑔 𝑖 𝑘𝑜𝑟𝑡𝑓𝑟𝑖𝑠𝑡𝑖𝑔𝑎 𝑠𝑘𝑢𝑙𝑑𝑒𝑟 𝛥𝐶𝑎𝑠ℎ! = 𝑓ö𝑟ä𝑛𝑑𝑟𝑖𝑛𝑔 𝑖 𝑙𝑖𝑘𝑣𝑖𝑑𝑎 𝑚𝑒𝑑𝑒𝑙 𝛥𝑆𝑇𝐷! = 𝑓ö𝑟ä𝑛𝑑𝑟𝑖𝑛𝑔 𝑖 𝑘𝑜𝑟𝑡𝑓𝑟𝑖𝑠𝑡𝑖𝑔𝑎 𝑙å𝑛 𝐷𝑒𝑝! = 𝑘𝑜𝑠𝑡𝑛𝑎𝑑𝑒𝑟 𝑓ö𝑟 𝑎𝑣𝑠𝑘𝑟𝑖𝑣𝑛𝑖𝑛𝑔𝑎𝑟
För att estimera de branschspecifika parametrarna (𝛼#, 𝛼$, 𝛼%, 𝛼&) inkorporeras estimatet för NDA och TA i följande modell, där diskretionära periodiseringar motsvaras av modellens residual. I modellen divideras alla variabler med totala tillgångar från föregående år i syfte att reducera problem med heteroskedasticitet (Peasnell, Pope & Young, 2000b; Kothari, Leone
& Wasley, 2005):
𝑇𝐴!/𝐴!'$ = 𝛼#+ 𝛼$(1/𝐴!'$) + 𝛼%[(𝛥𝑅𝐸𝑉!− 𝛥𝑅𝐸𝐶!)/𝐴!'$] + 𝛼&[(𝑃𝑃𝐸!)/𝐴!'$] + 𝜀! (3) där variablerna för period 𝜏 är
𝑇𝐴! = 𝑡𝑜𝑡𝑎𝑙𝑎 𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑑𝑖𝑠𝑒𝑟𝑖𝑛𝑔𝑎𝑟
𝐴!'$ = 𝑡𝑜𝑡𝑎𝑙𝑎 𝑡𝑖𝑙𝑙𝑔å𝑛𝑔𝑎𝑟 𝑓ö𝑟 𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑑𝑒𝑛 𝜏 − 1 𝛥𝑅𝐸𝑉! = 𝑓ö𝑟ä𝑛𝑑𝑟𝑖𝑛𝑔 𝑖 𝑡𝑜𝑡𝑎𝑙𝑎 𝑖𝑛𝑡ä𝑘𝑡𝑒𝑟 𝛥𝑅𝐸𝐶! = 𝑓ö𝑟ä𝑛𝑑𝑟𝑖𝑛𝑔 𝑖 𝑘𝑢𝑛𝑑𝑓𝑜𝑟𝑑𝑟𝑖𝑛𝑔𝑎𝑟
𝛥𝑅𝐸𝑉!− 𝛥𝑅𝐸𝐶! = 𝑓ö𝑟ä𝑛𝑑𝑟𝑖𝑛𝑔 𝑖 𝑘𝑜𝑛𝑡𝑎𝑛𝑡𝑖𝑛𝑡ä𝑘𝑡𝑒𝑟 𝑃𝑃𝐸! = 𝑎𝑛𝑙ä𝑔𝑔𝑛𝑖𝑛𝑔𝑠𝑡𝑖𝑙𝑙𝑔å𝑛𝑔𝑎𝑟
𝜀! = 𝑑𝑖𝑠𝑘𝑟𝑒𝑡𝑖𝑜𝑛ä𝑟𝑎 𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑑𝑖𝑠𝑒𝑟𝑖𝑛𝑔𝑎𝑟
Förväntade periodiseringar i given bransch och år estimeras genom en funktion av förändringen i kontantintäkter och anläggningstillgångar, där skillnaden mellan MJM och JM består i att intäkter (𝛥𝑅𝐸𝑉!) justeras för förändring i kundfordringar (𝛥𝑅𝐸𝐶𝜏) (Dechow, Sloan
& Sweeney 1995). I den ursprungliga Jones-modellen gjordes implicit ett, enligt Dechow, Sloan och Sweeney (1995), felaktigt antagande om att resultatmanipulation ej förekommer med hjälp av intäktshantering, varför alla intäkter antogs icke-diskretionära, något som den
modifierade modellen avser korrigera för genom att inkludera 𝛥𝑅𝐸𝐶𝜏. I den modifierade versionen antas istället all förändring i kreditförsäljning vara diskretionär (och bero på resultatmanipulation) medan kontantförsäljning antas icke-diskretionär. Dechow, Sloan och Sweeney (1995) menar att det är lättare att manipulera resultat genom att anpassa när intäkter från kreditförsäljning tas upp i balansräkningen än de från kontantförsäljning. Genom att därför reducera 𝛥𝑅𝐸𝑉! med 𝛥𝑅𝐸𝐶𝜏 antas endast kontantintäkter kvarstå i estimatet för NDA.
De branschspecifika parametrarna från Formel (3) inkorporeras i modellen varför formeln för att estimera förväntade periodiseringar ser ut som följande:
𝑁𝐷𝐴! = 𝛼#+ 𝛼$(1/𝐴!'$) + 𝛼%(𝛥𝑅𝐸𝑉!− 𝛥𝑅𝐸𝐶!) + 𝛼&(𝑃𝑃𝐸!) (4) där
𝛥𝑅𝐸𝑉!− 𝛥𝑅𝐸𝐶! = 𝑓ö𝑟ä𝑛𝑑𝑟𝑖𝑛𝑔 𝑖 𝑘𝑜𝑛𝑡𝑎𝑛𝑡𝑖𝑛𝑡ä𝑘𝑡𝑒𝑟 𝑢𝑛𝑑𝑒𝑟 å𝑟 𝜏 𝑃𝑃𝐸! = 𝑎𝑛𝑙ä𝑔𝑔𝑛𝑖𝑛𝑔𝑠𝑡𝑖𝑙𝑙𝑔å𝑛𝑔𝑎𝑟 𝑢𝑛𝑑𝑒𝑟 𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑑 𝜏
𝐴!'$ = 𝑡𝑜𝑡𝑎𝑙𝑎 𝑡𝑖𝑙𝑙𝑔å𝑛𝑔𝑎𝑟 𝑓ö𝑟 å𝑟 𝜏 − 1
𝛼#, 𝛼$, 𝛼%, 𝛼& = å𝑟𝑠 − 𝑜𝑐ℎ 𝑏𝑟𝑎𝑛𝑠𝑐ℎ𝑠𝑝𝑒𝑐𝑖𝑓𝑖𝑘𝑎 𝑝𝑎𝑟𝑎𝑚𝑒𝑡𝑟𝑎𝑟
När alla steg ovan är genomförda kan estimatet för TA för varje företag i given bransch och givet år reduceras med estimatet för NDA vilket medför att endast DA förväntas kvarstå.
3.4 Modelltillämpning
Då Dechow, Sloan och Sweeney (1995) först tillämpade MJM var den, i linje med sin föregångare, av tidsseriedesign varför långa tidsseriedata krävs för att kunna estimera de branschspecifika parametrarna. Peasnell, Pope och Young (2000a) menar att tidsserieutformningen kan orsaka en rad problem, däribland i fråga om överlevnadssnedvridning. Mer precist innebär det att urvalet blir snedvridet i den mån att företag, vilka exempelvis gått i konkurs, är nya på marknaden, eller av annan anledning saknar sammanhängande data under estimeringsfönstret, kommer exkluderas från stickprovet vilket i sin tur påverkar estimaten i modellen så att de i lägre utsträckning återspeglar verkligheten. Ett ytterligare problem rör 𝛥𝑅𝐸𝑉 och 𝑃𝑃𝐸 som i modellen antas konstanta över tid, vilket enligt Peasnell, Pope och Young (2000a) kan vara missvisande. Tidsseriedata väcker dessutom frågan om seriekorrelation för residualerna, vilka i detta fall motsvaras av estimatet för resultatmanipulation, som därmed kan skapa problem i mätningen av diskretionära periodiseringar (Peasnell, Pope & Young, 2000a). I syfte att överbrygga problemen med tidsseriedesign kan en tvärsnittsversion av MJM appliceras i linje med
Becker, Defond, Jiambalvo och Subramanyam (1998) vilken enligt Peasnell, Pope och Young (2000a) dittills var den gängse metoden vid användning av modellen där koefficienterna för modellen estimeras för respektive bransch. Även i mer samtida studier används tvärsnittsmetoden då designen på ett bättre sätt korrigerar för och tar hänsyn till ekonomisk förändring givet industri och år (Cai et al., 2019; Lobanova et al., 2019).
Emellertid medför de branschspecifika parametrarna också vissa problem. Jackson (2018) poängterar baksidan genom att belysa hur beslut gjorda av företag i samma bransch påverkar regressionskoefficienterna (𝛼#, 𝛼$, 𝛼%, 𝛼&)och därmed även har en effekt på residualerna, något som följaktligen kan leda till felaktig tolkning av, om och när resultatmanipulering förekommer i företag. Detta medför således en risk för typ-I-fel, i synnerhet då estimaten appliceras på företag med extrem finansiell prestation, vilken i relation till branschstandard felaktigt riskerar tolkas som tecken på resultatmanipulation (Peasnell, Pope & Young, 2000a).
Att tvärsnitts- snarare än tidsserievarianten tillämpas grundas på de svårigheter, rörande bland annat överlevnadssnedvridning och bortfall, som forskningen visat att tidsseriedata medför (Cai et al., 2019; Peasnell, Pope & Young, 2000a). Då resultatmanipulering kan åstadkommas genom både inkomstminskande och -ökande åtgärder, görs värdena för DA om till absoluta värden till kommande regression i linje med Bergstresser och Philippon (2006) och Cai et al. (2019).
3.5 VD:ns löneincitament och resultatmanipulation
För att undersöka relationen mellan resultatmanipulation och VD:ns löneincitament har en modell tagits fram där resultatmanipulation, operationaliserat som absoluta diskretionära periodiseringar, utgör den beroende variabeln. VD:ns löneincitament utgör studiens oberoende variabel och är en ratio av den rörliga ersättningen (bonus och aktierelaterad ersättning) och den totala ersättningen. Utöver beroende och oberoende variabel inkluderas även fyra kontrollvariabler, ROA, SIZE, LEV och OCF, vilka i tidigare studier setts associerade med resultatmanipulation (Peasnell, Pope & Young, 2000b; Bergstresser &
Philippon, 2006; Kothari, Leone & Wasley, 2005; Li & Zaiats, 2017). Modellen syftar till att undersöka sambandet mellan VD:s löneincitament och resultatmanipulation och därmed H1.
𝐴𝑏𝐷𝐴! = 𝛼#+ 𝛼$𝑉𝐷𝐼𝑛𝑐!+ 𝛼%𝑅𝑂𝐴!+ 𝛼&𝑆𝐼𝑍𝐸! + 𝛼(𝐿𝐸𝑉!+ 𝛼)𝑂𝐶𝐹!+ 𝜀! (5)
där
𝐴𝑏𝐷𝐴! = 𝑎𝑏𝑠𝑜𝑙𝑢𝑡𝑎 𝑑𝑖𝑠𝑘𝑟𝑒𝑡𝑖𝑜𝑛ä𝑟𝑎 𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑑𝑖𝑠𝑒𝑟𝑖𝑛𝑔𝑎𝑟 𝑉𝐷𝐼𝑛𝑐! = 𝑅ö𝑟𝑙𝑖𝑔 𝑒𝑟𝑠ä𝑡𝑡𝑛𝑖𝑛𝑔𝑔!
𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙 𝑒𝑟𝑠ä𝑡𝑡𝑛𝑖𝑛𝑔! 𝑅𝑂𝐴! = 𝑎𝑣𝑘𝑎𝑠𝑡𝑛𝑖𝑛𝑔 𝑝å 𝑡𝑖𝑙𝑙𝑔å𝑛𝑔𝑎𝑟 𝑆𝐼𝑍𝐸! = 𝑠𝑡𝑜𝑟𝑙𝑒𝑘 𝑝å 𝑓ö𝑟𝑒𝑡𝑎𝑔
𝐿𝐸𝑉! = 𝑠𝑘𝑢𝑙𝑑𝑠ä𝑡𝑡𝑛𝑖𝑛𝑔𝑠𝑔𝑟𝑎𝑑
𝑂𝐶𝐹! = 𝑘𝑎𝑠𝑠𝑎𝑓𝑙ö𝑑𝑒 𝑓𝑟å𝑛 𝑙ö𝑝𝑎𝑛𝑑𝑒 𝑣𝑒𝑟𝑘𝑠𝑎𝑚ℎ𝑒𝑡 𝜀!= 𝑟𝑒𝑠𝑖𝑑𝑢𝑎𝑙
En sammanställning av operationaliseringen av ovanstående variabler presenteras närmare i Tabell 3. Genom att tillämpa kontrollvariabler i regressionsanalysen ökar studiens validitet (Bryman & Bell, 2017) och förstärker möjligheten att finna alternativa förklaringar till ett eventuellt samband mellan resultatmanipulering och VD:ns löneincitament.
I linje med tidigare studier såsom Kothari, Leone och Wasley (2005), Cai et al. (2019) och Lobanova et al. (2019), vilka också beräknar DA genom MJM, används ROA som kontrollvariabel i regressionsanalysen. ROA förväntas vara negativt associerad med DA då bolag med högre avkastning och bättre prestation förväntas ha högre resultatkvalitet (Lobanova et al., 2019). I studien definieras ROA som rörelseresultat delat med totala tillgångar i enlighet med Lobanova et al. (2019).
Likt tidigare studier (Lobanova et al., 2019; Xuefeng Jiang, Petroni & Yanyan Wang, 2010; Aboody & Kasznik, 2000) tillämpas även kontrollvariabeln SIZE i regressionen där bland annat Bergstresser och Philippon (2006) samt Li och Zaiats (2017) funnit att bolagsstorlek är signifikant negativt associerat med resultatmanipulering. Dechow, Ge och Schrand (2010) beskriver bolagsstorlek som en prediktor för resultatkvalitet då större bolag förväntas ha bättre redovisningssystem med mer finkalibrerade kontrollmekanismer.
Samtidigt indikerar Zhang et al. (2008) att bolagets storlek är en betydelsefull faktor för verkställande direktörers totala lön. I studien mäts SIZE som logaritmen av totala tillgångar likt Bergstresser och Philippon (2006), detta i syfte att minska problem med heteroskedasticitet (Peasnell, Pope & Young, 2000b).
Burgstahler och Dichev (1997) menar att OCF är en komponent som används vid resultatmanipulering med mål att undvika förluster, varför variabeln inkluderas i studiens regression som en kontrollvariabel. Även Peasnell, Pope och Young (2000b) inkluderar OCF
som kontrollvariabel med hänvisning till att kassaflöde från verksamheten förväntas vara negativt associerat med periodiseringsbaserad resultatmanipulation, då OCF är en av de främsta determinanterna för finansiell prestation (Nwaeze, Yang & Yin, 2006). OCF operationaliseras som kassaflöde från den operativa verksamheten delat med totala tillgångar.
Tabell 3. Sammanställning av studiens variabler.
Variabel Förklaring
Beroende variabel
DA Absoluta diskretionära periodiseringar – estimeras utifrån Modified Jones Model
Oberoende variabel
VDInc
VD-incitament – beräknas enligt (rörlig ersättning)/(total ersättning)
Kontrollvariabler
ROA Avkastning på tillgångar – beräknas enligt (EBIT)/(totala tillgångar) där EBIT (WC18191) och totala tillgångar (WC02999) inhämtats från Refinitiv Eikon Datastream
SIZE Bolagsstorlek – beräknas enligt log(totala tillgångar) där totala tillgångar (WC02999) inhämtats från Refinitiv Eikon Datastream
LEV Skuldsättningsgrad – beräknas enligt (totala
skulder)/(totala tillgångar) där totala skulder (WC03255) och totala tillgångar (WC02999) inhämtats från Refinitiv Eikon Datastream
OCF Kassaflöde från löpande verksamhet – beräknas enligt (OCF)/(totala tillgångar) där OCF (WC04860) och totala tillgångar (WC02999) inhämtats från Refinitiv Eikon Datastream
Tabellen visar studiens beroende variabel DA, oberoende variabel VDInc och
kontrollvariabler ROA, SIZE, LEV och OCF med tillhörande förklaring av dess beräkning och inhämtning.
Vidare inkluderas LEV som en kontrollvariabel i studiens regression likt tidigare studier (Lang, Smith Ready & Wilson; 2006; Bergstresser & Philippon, 2006; Xuefeng Jiang, Petroni & Yanyan Wang, 2010). Dessutom menar Dechow, Ge och Schrand (2010) att företag kan vara motiverade att resultatmanipulera i syfte att inte bryta mot förpliktelser i skuldavtal samtidigt som företag med hög skuldsättningsgrad i större utsträckning bryter mot skuldavtal. Även DeFond och Jimbalvo (1994) finner att skuldsättningsgrad är positivt
relaterat med DA där risk för att bryta skuldavtal anges som orsak att skönmåla intäktssidan eller manipulera redovisningen. Dechow, Ge och Schrand (2010) menar att sådana aktiviteter är kopplade till minskad resultatkvalitet varför associationen mellan DA och LEV förväntas vara positiv. Även Lobanova et al. (2019) inkluderar LEV som kontrollvariabel i regressionen där DA utgör beroende variabeln, med hänvisning till att skuldsättningsgrad, tillsammans med bland annat ROA och SIZE, visats associera med informationskvalitet i resultatet. LEV operationaliseras som totala skulder delat med totala tillgångar.
3.6 Regressionsprocedur
Efter att absoluta värden för diskretionära periodiseringar estimerats utifrån MJM för varje företag och år sammanställdes de till en och samma variabel, tillika estimat för resultatmanipulering. Datamaterialet till regressionerna utgjordes vid tidpunkten av totalt 210 observationer fördelade över 79 företag och fyra industrier. Som följd av det förhållandevis skrala antalet observationer togs beslut om att i största möjliga mån undvika exkludera ytterligare obseravationer från stickprovet i syfte att öka studiens statistiska styrka (De Veaux, Vellman & Bock, 2016).
För att kontrollera antagandet om normalfördelning och frånvaro av extremvärden, studerades initialt residualplottar och histogram för studiens variabler, där vissa extremvärden kunde identifieras. Residualplottarna visade variablernas standardiserade residualer på y- axeln samt predicerade residualer på x-axeln. Värden för kurtos och skevhet, vilka båda ger indikation på normalfördelning, togs också fram där vissa variabler hade värden över 10, vilket indikerar att variabeln har fler och mer extrema extremvärden än en normalfördelning.
För att hantera detta, utan att reducera stickprovsstorleken, genomfördes först en winsorizing på 1a och 99e percentilen för studiens samtliga variabler. De observationer vars standardiserade residualer fortfarande var större eller mindre än än ± 3,3 justerades till värdet som motsvarades av ± 3,3, vilket enligt Borg och Westerlund (2014) är det högsta/lägsta residualvärdet som bör ingå för en observation i en multipel regressionsanalys. I linje med Hair, Black, Babin och Anderson (2019) anses skevhetsvärden på ± 2 samt kurtosvärden på ± 7 som tillräckligt normalfördelade.
En observation (BioArctic år 2017) noterades dock med stor inverkan på sambandet då ett spridningsdiagram togs fram över beroende- och oberoende variabeln. För att undersöka anomalin kontrollerades företagets årsrapport där det framkom att företaget startades under 2017 och började rapportera först under Q2, något som missats under den initiala
