Vd- ersättning och företagsvärde

(1)

UPPSALA UNIVERSITET MAGISTERUPPSATS

Företagsekonomiska institutionen Ht 2008

Författare:

Oskar Andersson Kristian Gelinder

Vd-ersättning och företagsvärde

Handledare: Joachim Landström

(2)

Sammandrag

Uppsatsen behandlar principal- agentproblematiken mellan aktieägare och vd. Syftet med uppsatsen är att undersöka huruvida det finns ett signifikant samband mellan andelen rörlig ersättningsnivå till vd och företagsvärde mätt som Tobins Q. Data insamlas från Datastream samt årsredovisningar under åren 2004-2007 och regressionsanalys genomförs för att studera hur vd-ersättning samt andra kontrollvariabler (lönsamhet, kapitalstruktur och företagsstorlek) påverkar företagsvärdet. Resultaten visar att andel rörlig ersättning till vd samt företagsstorlek uppvisar ett positivt signifikant samband med företagsvärdet. Lönsamhet uppvisar starkast koppling till företagsvärdet. Vidare finnes att kapitalstrukturen är icke signifikant i samtliga regressioner. Resultaten stöder agentteorin att ökad rörlig ersättning ökar företagsvärdet genom att minska agentkostnaderna.

Nyckelord: Företagsvärde, Tobins Q, vd-ersättning

(3)

Innehållsförteckning

Sammandrag...2

Inledning ...4

Tobins Q som mått för företagsvärde...5

Vd-ersättnings resultatpåverkan...6

Inverkan på företagsvärde...8

Hypoteser ...9

Modell...9

Utökad modell...11

Data...13

Utfall av undersökningen...15

Analys...18

Slutsats...20

Referenser ...22

Bilaga...24

(4)

Inledning

Verkställande direktörers ersättningsnivåer är ett återkommande ämne i den allmänna debatten likväl som inom delar av den akademiska världen. Att en vd tjänar många gånger mer än en arbetare är något som kan väcka starka känslor inom företaget såväl som ute i samhället. På senare år har detta ämne diskuterats frekvent i takt med att företagsskandaler och höga vd-ersättningar kommit att uppdagas i medier. I grunden är en hög ersättning ett resultat av att företag behöver attrahera och bibehålla kompetent personal för att vara konkurrenskraftiga. En ytterligare aspekt på just vd-ersättning är att det kan finnas en målkonflikt mellan aktieägare och vd enligt agentteorin (Jensen & Meckling, 1976).

Vd i företag kan ha individuella mål i form av att investera i projekt som de finner intressanta men som inte generar tillräcklig avkastning på de resurser som företagen investerar. Dessa olika intressen mellan ägare och vd kan leda till målkonflikter mellan dem (Jensen &

Meckling, 1976). Ett principal- agentförhållande sägs existera mellan aktieägare och vd där aktieägarna är principalen som ger vd i uppdrag att leda företaget och se över aktieägarnas investeringar. Uttrycket agentkostnader kommer från agentteorin och syftar till de kostnader som uppkommer i och med denna målkonflikt mellan aktieägare och vd. Denna målkonflikt uppkommer som en följd av att ägandet och styrandet är separerat. Agentkostnader är värdet på företaget om det vore helt styrt i aktieägarnas intresse minus det faktiska marknadsvärdet (Jensen & Meckling, 1976).

Jensen och Meckling (1976) föreslår två sätt att komma till rätta med denna målkonflikt och få vd att arbeta mot samma mål som aktieägarna. Det första tillvägagångssättet är att införa någon form av övervakningsmekanism. Det andra tillvägagångssättet är att knyta vd- ersättningen till någon form av resultatmått för att sammanföra aktieägares och vd-intressen.

En sådan lösning leder till att båda intressenterna arbetar mot samma mål, att maximera avkastningen på det investerade kapitalet. Detta kan uppnås i form av olika sorters optionsprogram för vd eller incitamentprogram baserade på förutbestämda resultatmått.

Det finns mycket tidigare forskning inom området belöningssystem och ägandeskap kopplat till avkastning, exempelvis Griffith (1999) där vd ägandeandel kopplat till företagets värde undersöks. Vi undersöker huruvida agentteorin kan förklara de rörliga ersättningar som utgår

(5)

till vd. Detta då agentkostnader enligt teorin bör minska med rörlig ersättning kopplat till ett resultatmått vilket i sin tur bör öka företagsvärdet. Syftet med studien är att undersöka huruvida det finns ett signifikant samband mellan andelen rörlig ersättning till vd och företagsvärde. För att studera detta använder vi Tobins Q som ett mått för företagsvärde samt mäter andelen rörlig ersättning till vd på svenska bolag noterade på stockholmsbörsens Large Cap lista. Regressionsanalys genomförs med Tobins Q som beroende variabel som beror av andel rörlig ersättning till vd samt utifrån tidigare forskning andra relevanta kontrollvariabler.

Tobins Q som mått för företagsvärde

Ett flitigt använt mått för företagsvärde inom finanslitteraturen är någon form av Tobins Q.

Tobins Q i ursprungsformen är kvoten mellan företagets marknadsvärde och återanskaffningsvärdet för dess tillgångar. Om kvoten Q>1 värderar marknaden företaget högre än dess tillgångar, det omvända förhållandet gäller då Q<1 (Tobin, 1969). Yermack (1996) använder Q för att undersöka sambandet mellan styrelsens storlek och företagsvärde.

Berger och Ofek (1995), Lang och Stulz (1994), och Lloyd och Jahera (1994) använder Tobins Q för att analysera relationen mellan företagets diversifiering och företagsvärde.

Lindberg och Ross (1981) presenterar ett tillvägagångssätt för att beräkna Tobins Q. Chung och Pruitt (1994) kritiserar dock detta sätt för att vara allt för komplicerat för att ha ett värde för analytiker. De presenterar istället ett alternativt sätt att beräkna Q som ger samma värde till 96,6 % med Lindbergs och Ross beräkningar. Att räkna ut Q med Lindbergs och Ross metod kräver mer svårtillgänglig information om de undersökta bolagen än Chung och Pruitts approximation av Q, vars variabler består av endast bokföringsmässiga data. Chung och Pruitts approximation ser ut som följer:

(1)

Där Q = Tobins Q, MVE = marknadskapitalisering, PS = summan av priset på utstående preferensaktier, DEBT = netto av kortfristiga lån och omsättningstillgångar plus långfristiga

(6)

Skillnader mellan detta och Lindbergs och Ross (1981) sätt beräkna Q är främst att återanskaffningsvärdet antas vara lika med det bokförda värdet. I Chung och Pruitts approximation beräknas marknadsvärdet av företagets långfristiga skulder på ett enklare sätt.

Eftersom det antas att det bokförda värdet är det samma som marknadsvärdet, tappar estimeringen av Q tillförlitlighet till förmån för mätbarheten. En kompromiss mellan mätbarhet och tillförlitlighet uppstår därmed. År 2002 klubbade EU-parlamentet igenom att alla medlemsländers koncerner skulle rätta sig efter IFRS/IAS med start i januari 2005. Detta har lett till att redovisningen har kommit att basera sig i högre utsträckning på verkliga värden istället för bokföringsmässiga, vilket i sin tur leder till att analyser som bygger på redovisningsdata har blivit mer tillförlitlig (Ashbaugh & Pincus, 2001). Chung och Pruitts approximation har därmed blivit mer tillförlitlig.

Ett annat vanligt förekommande tillvägagångssätt i empiriska studier att beräkna Q är:

(2)

Där Q = Tobins Q, MVE = marknadskapitalisering, BVE = bokfört värde av eget kapital, TA

= bokfört värde av totala tillgångar. Måttet skiljer sig mellan Chung och Pruitts Q genom att skulderna definieras som bruttoskuld medan Chung och Pruitts Q inkluderar nettoskulder.

Detta tillvägagångssätt har använts i flera liknande studier när Tobins Q har fungerat som approximation för företagsvärde. Palia (2001) använder sig av det för att studera hur vd- ägande och kompensation samt andra kontrollvariabler inverkar på företagsvärdet. Samma beräkning av Q används av Tong (2008) för att studera huruvida avvikelse från optimalt ägande av vd påverkar företagsvärde.

Vd-ersättnings resultatpåverkan

I Sverige har vi av tradition få och starka ägare som har kontroll över företagen. Därav finns en tydlig makt hos dessa då de enkelt kan influera företagsledningen på det sätt de finner lämpligt för att försöka maximera företagsvärdet. Successivt går dock utvecklingen mot en mer anglosaxisk bolagsstyrning där ägarna blir fler och mindre betydelsefulla. Tydligt är att mer kapital internationaliseras vilket vidare ökar ägarspridningen (Hamberg, 2004, s. 85-93).

En mer marknadsorienterad bolagsstyrning leder till mindre makt hos ägarna, vilket stärker

(7)

behovet av att knyta vd och ledning till företagsvärde för att på så vis få vd att arbeta för ägarnas intressen (Jensen & Meckling, 1976).

Agentteorin har ett positivt förhållningssätt vad gäller resultatbaserad kompensation till vd.

För att sammanföra intressen mellan sämre informerade ägare och välinformerad vd föreslås en resultatbaserad ersättning (Jensen & Meckling, 1976). Enligt Fama och Jensen (1983) finns det i företag en separation mellan risktagande och beslutsfattande i relationen aktieägare och vd. Denna separation behöver lösas för att minska de agentkostnader som agentproblemet kan resultera i. En svag koppling mellan vd-ersättning och företagets resultat är en indikation på ett dåligt utformat vd-incitament (Randoy & Nielsen, 2002). För att komma till stånd med de problem som agent- principalförhållandet för med sig används indirekta metoder som bland annat kan vara mindre styrelser, högre självständighet hos styrelsen samt att vd är delägare i företaget (Randoy & Nielsen, 2002). Vd-delägarskap syftar till att knyta vd-intressen till aktieägarnas intressen. Ägandeskapet kan antingen vara direkt genom aktieägande eller indirekt genom olika typer av optionsprogram (McConnel & Servaes, 1990).

Agentteorin har dock haft brister i att förklara vd-ersättning. Enligt Jensen och Murphy (1990) är relationen mellan deras definition av vd-värde och aktieägarvärde liten och har även minskat under tiden för deras studie. Jensen och Murphy (1990) menar att denna utveckling är komplicerad då teorin innebär starkt prestationsbaserade ersättningar. Vidare kritiseras denna artikel av Haubrich (1998) där författaren kommer fram till att verklig ersättning till vd ligger i närheten av optimal prestationsbaserad ersättning. Miller (1995) finner inget signifikant samband mellan ersättning och resultat medan Attaway (2000) finner ett svagt signifikant samband. Palia (2001) undersöker relationen mellan företagsvärde och vd-ersättning mätt som ägandeskap och tilldelade optioner och finner ett positivt men icke signifikant resultat.

Tydligt är att studier visar på inkonsekventa resultat inom området. Inom organisationsteorin finns en annan vinkling för hur vd-ersättning bestäms. Genom att vd kan influera styrelsen finns ett utrymme för att påverka den egna ersättningen. Studier visar att makt hos vd kan relateras till vd-ägandeskap, ämbetsperiod, storlek på styrelse och företagets storlek (Randoy

& Nielsen, 2002). Vidare bör specifika nationella karakteristika beaktas då företagsklimatet kan variera mellan länder. Det kan till exempel vara olikheter i bolagsstyrning, lagar, skattesystem och normer vilka påverkar ersättning till vd (Randoy & Nielsen, 2002).

(8)

Inverkan på företagsvärde

Lönsamhet har ett starkt samband med företagsvärde (Copeland et al, 2000, s. 233). Inom företagsvärdering blir lönsamhet en viktig variabel då företag värderas genom till exempel nuvärde av framtida utdelningar. Utan lönsamhet är det inte hållbart med utdelningar i ett längre perspektiv och större utdelningar kräver högre lönsamhet vilket då ökar företagsvärdet.

Miller & Modigliani (1963) menar att även kapitalstrukturen påverkar företagsvärdet.

Lånefinansiering leder till en ”skattesköld” vilket ökar värdet på företaget. Genom att räntekostnader är avdragsgilla sänks skatten för företagen vilket innebär ökat företagsvärde (Miller & Modigliani, 1963). Detta torde medföra att företag väljer att lånefinansiera sin verksamhet till hundra procent, så är dock ej fallet. I sämre tider med lägre kassaflöden får företag med stor andel lånefinansiering problem med sina räntebetalningar och amorteringar vilka kan skapa finansiella problem. Det uppstår även agentkostnader beroende på vilken kapitalstruktur företaget väljer. Det kan till exempel vara att långivaren kräver en riskpremium då de inte har full information om riskerna i företaget. Det är en avvägning vilken kapitalstruktur ett företag bör ha. Hög grad av lånefinansiering medför en stor skattesköld. Samtidigt kan det medföra kostnader vid finansiella problem samt agentkostnader (Altman, 1984). I Palia (2001) samt Randoy och Nielsen (2002) operationaliseras kapitalstrukturen som andel total bokförd skuld utav bokfört värde av totala tillgångar. I Sverige har det dock visat sig att de lönsamma företagen har mindre skuldsättningsgrad än de olönsamma vilket är något motsägande mot teorin presenterad ovan (Hamberg, 2004, s. 222- 223).

Storleken på företaget är en annan variabel som kan ha negativ inverkan för företagsvärde enligt till exempel Smith och Watts (1992) samt McConnel och Servaes (1990). Anledningen kan vara att större företag ägnar sig mer åt diversifiering vilket har visat sig vara negativt för företagsvärdet i de flesta fall (Denis et al, 1997). En annan orsak kan vara att större styrelser kan vara mindre effektiva än mindre vilket påverkar företagsvärdet negativt (Yermack, 1996).

Finkelstein och Boyd (1998) kontrollerar för företagsstorlek dels genom logaritmerad nettoförsäljning samt logaritmerade totala tillgångar, dock med VD-ersättning som beroende variabel. Naturliga logaritmen av totala tillgångar används även av Tong (2008) som kontrollvariabel för företagsstorlek medan Palia (2001) använder logaritmen av marknadsvärdet av eget kapital.

(9)

Hypoteser

För att studera huruvida andel rörlig vd-ersättning påverkar företagsvärde är det av intresse att undersöka nedanstående nollhypotes samt alternativhypotes. I likhet med bland andra Palia (2001), studerar vi ett linjärt samband. Detta då vi inte finner anledning att tro att svenska data skiljer sig väsentligt i denna kontext.

H0 = Det finns inget linjärt samband mellan andel rörlig ersättning till vd samt företagsvärde mätt som Tobins Q.

H₁= Det finns ett linjärt samband mellan andel rörlig ersättning till vd samt företagsvärde mätt som Tobins Q.

Modell

En modell sätts upp för att undersöka dessa hypoteser. Modellens beroende variabel är Tobins Q föreslaget av Chung och Pruitt (1994) samt ett alternativt sätt att beräkna Q för att studera om resultaten blir desamma med de båda tillvägagångssätten. Q används som proxy för företagsvärde i enlighet med tidigare studier (se ekvation 1 och 2). Data för att beräkna Tobins Q enligt ekvation 1 och 2 hämtas från databasen Datastream. Marknadskapitalisering definieras i Datastream som produkten av aktiepriset och antalet aktier i likhet med Chung och Pruitt (1994). Där mer än en typ av aktier existerar räknar Datastream marknadskapitalisering för varje typ av aktie men det finns även en variabel där detta summeras. För att kunna göra jämförelser med redovisningsdata summeras marknadskapitaliseringen av alla utstående aktier, till exempel A- och B-aktier i de fall det förekommer. Likvidationsvärdet av utstående preferensaktier finns tillgängligt i Datastream vid årets slut och definitionen är densamma som Chung och Pruitt (1994). Variabeln DEBT inkluderar långfristiga räntebärande lån, kortfristiga lån som löper inom ett år samt summan av omsättningstillgångarna (tillgångar som förväntas realiseras, säljas eller konsumeras inom ett år) vilka samtliga finns tillgängliga i Datastream. TA finns i Datastream och definieras som totala bokförda tillgångar vid årets slut. Denna definition stämmer överens med den i originalmodellen föreslagen av Chung och Pruitt (1994).

(10)

De ingående variablerna i det alternativa Q finns alla att finna i Datastream. Variablerna MVE och TA är desamma som i Chung och Pruitts beräkning av Q. Bokfört värde av eget kapital (BVE) hämtas även den ur Datastream och är preciserad för respektive företag vid årets slut.

Samtliga värden för beräkningen av Tobins Q baseras på redovisade värden vid årets slut förutom i ett fall där det förekommer ett brutet räkenskapsår, där värdena hämtas vid slutet av varje räkenskapsår. Andra alternativ finns, som tidigare nämnts, för att beräkna Tobins Q. Ett vanligt förekommande tillvägagångssätt är enligt ekvation 2. I denna studie genomför vi beräkningar av Q även på detta sätt för att jämföra resultaten i regressionerna, men även jämföra den deskriptiva statistiken mellan de olika metoderna. Det finns en mängd andra alternativ för att beräkna företagsvärde, bland annat ställer Palia och Lichtenberg (1999) upp en produktionsfunktion och antar produktiviteten som ett mått på företagsvärdet. Chung och Pruitts estimering av Q används då tillgängligheten av data är begränsad. Detta mått stämmer överens till 96,6 % med den mer utförliga beräkningen av Q presenterad av Lindberg och Ross (1981). Dock är dessa beräkningar genomförda på amerikanska data under tiden 1978- 1987. Huruvida denna approximation av Q är lika tillförlitlig på svenska data och under tidsperioden som studeras här är inte säkerställt. Av detta skäl väljer vi att jämföra två uträkningar av Q i denna studie. Den alternativa beräkningen av Q har till exempel använts i en studie av Tong (2008) samt Palia (2001).

Enligt Jensen och Murphy (1990) är vd-ersättning inte optimalt utformat och därmed bör en större andel rörlig ersättning påverka företagsvärdet positivt. Andel rörlig ersättning till vd (CEOcomp) används i vår studie för att testa detta samband. Denna variabel mäts genom att dividera den rörliga ersättningen till vd med total ersättning:

(3)

Med rörlig ersättning inkluderas rörligt baserad lön, optionsprogram, incitamentprogram samt tantiem. Optionsprogram klassificeras som rörlig ersättning då vi ser detta som ett medel för att knyta vd-intresse till företagsvärde. Då vd involveras i ett optionsprogram utsätts även denne för risken aktieägare ställs inför. Värderingen av optionsprogrammen görs i överrensstämmelse med respektive företags årsredovisning.

(11)

Med fast ersättning menas grundlönen till vd, övriga ersättningar samt pensionskostnader.

Övriga ersättningar till vd definieras som fast ersättning (om inget annat nämns i årsredovisningen), då dessa tillägg i denna studie antas vara förutbestämda utan att vd kan påverka storleken av dem genom resultatet. Då pensioner är något förhandlingsbart men inte direkt knutet till förändringen av företagsvärdet väljer vi att klassificera den som fast ersättning. Förvisso betalas inte pensioner ut på årsbasis utan i framtiden. Dock är det en betydande andel av den totala ersättningen till vd, varför den räknas in som fast ersättning. I den totala ersättningen inkluderas rörlig ersättning och fast ersättning enligt definitionen ovan.

Modell där Q endast beror av CEOcomp för att testa H₀:

Tobins Qt= α + β1 * CEOcompt+ ε (4)

Utökad modell

Den grundläggande modellen tar inte hänsyn till andra variabler som kan tänkas påverka företagsvärdet. I teoriavsnittet presenteras ett urval av andra variabler och dess inverkan på företagsvärde enligt tidigare studier. Dessa variabler är av intresse för att studera och jämföra resultaten med grundmodellen med endast CEOcomp som oberoende variabel. Då vi antar att andra variabler påverkar företagsvärdet blir det intressant att inkludera dem i modellen och se vilken effekt de har och hur stor inverkan varje variabel har på företagsvärdet. För att kontrollera för dessa utvidgas modellen med tre utvalda kontrollvariabler. Vi väljer att begränsa oss till tre kontrollvariabler som vi finner centrala. Dock visar tidigare forskning, bland andra Tong (2008), på många fler variabler som kan ha inverkan på företagsvärde.

Många av dessa variabler liknar varandra och för många liknande variabler kan leda till problem med multikollinearitet och att säkerheten i skattningen av enskilda variabler minskar, varför vi avgränsar oss till tre kontrollvariabler (Andersson et al. 2007 s. 110). De tre kontrollvariablerna vi väljer att inkludera är ett lönsamhetsmått i form av avkastning på eget kapital (ROE), kapitalstrukturen (DEBTratio) samt storlek på företaget (lnFS) mätt som logaritmerad marknadskapitalisering (=markandsvärde av eget kapital). Den utvecklade modellen ser ut som följer:

Tobins Qt= α + β1 * CEOcompt+ β2 * ROEt+ β3 * DEBTratiot+ β4 * lnFSt+ ε (5)

(12)

I modellen inkluderas avkastning på eget kapital (ROE) som en oberoende kontrollvariabel för lönsamhet. Detta på grund av att lönsamheten påverkar företagsvärde. I modellen används kvotbaserade mått för att möjliggöra jämförelser mellan företag. Därmed använder vi ett relativt vinstmått framför ett absolut vinstmått. Alternativ till att använda ROE kan vara aktiekursutvecklingen. ROE föredras dock då aktiekursutveckling fluktuerar med marknaden, vilket kan gömma förändringar i lönsamhet. Vi antar att företagsvärdet är knutet till det närmast uppvisade resultat som finns tillgängligt, varför vi mäter ROE för respektive år utan hänsyn till tidigare års utveckling. Alternativet kan vara att mäta ROE som glidande medelvärde mellan nutida och historisk ROE, vilket passar bättre för antagandet att tidigare lönsamhet påverkar företagsvärde. Attaway (2000) föreslår detta för vd-kompensation som beroende variabel, men i vår studie blir det ointressant med denna mätmetod då företagsvärde är den beroende variabeln. I enlighet med den effektiva marknadshypotesen med halvstark form antar vi därför att ROE påverkar företagsvärdet utan förskjutning. Avkastning på eget kapital (ROEt) vid tidpunkt t, används för att mäta lönsamhet och definieras som nettoinkomsten (NIt) vid tidpunkt t, dividerat med eget kapital (Et-1) vid tidpunkt t-1:

(6)

Vidare diskuterar tidigare studier inverkan av kapitalstrukturen på företagsvärdet. Palia (2001) menar att mycket av den teoretiska och empiriska litteraturen inom ämnet visar att lånefinansiering ökar företagsvärdet. Detta kontrolleras i vår regression genom att inkludera variabeln DEBTratio, som är totala räntebärande lån dividerat med totala bokförda tillgångar:

(7)

Med totala räntebärande lån inkluderas samtliga räntebärande kortfristiga lån och långfristiga lån. Totala tillgångar är de bokförda värdena vid årets slut. Dessa data erhålls ur Datastream. I Palia (2001) samt Randoy och Nielsen (2002) kontrolleras för kapitalstrukturen genom skuldkvoten, vilken definieras som kvoten av totala bokförda skulder samt totala bokförda tillgångar. I denna studie väljer vi att ta totala räntebärande lån i täljaren istället för totala skulder. Anledningen till detta är att denna kvot exkluderar skulder som inte bör ha inverkan

ROEt =NIt

Et-1

(13)

på den skattesköld som ökar företagsvärdet. Räntekostnader som uppstår från räntebärande lån är avdragsgilla och minskar därmed skattekostnaderna, vilket i sin tur ökar företagsvärdet genom skatteskölden. Alternativet att räkna med totala skulder inkluderar även icke räntebärande skulder, vilka inte påverkar skatteskölden i samma bemärkelse.

Storleken på företaget (lnFS) har i tidigare studier visat sig kunna ha en negativ inverkan på företagsvärdet (Palia, 2001). I modellen kontrolleras för denna variabel med logaritmerat marknadsvärde av eget kapital vid årets slut, i likhet med Palia (2001). Detta används då variabeln enkelt går att få tillgänglig via Datastream.

För att utesluta att multikollinearitet förekommer, det vill säga att de oberoende variablerna är sinsemellan korrelerade, studeras korrelationen mellan de oberoende variablerna. En tumregel är att så länge korrelationen variablerna sinsemellan inte är större än 0,7, förekommer ej någon multikollinearitet (http://www.it.kau.se). Vidare testas för autokorrelation genom att studera Durbin-Watson statistika samt heteroscedasticitet genom att genomföra Whites test.

För att undersöka om det finns någon temporal förskjutning i variabeln CEOcomp, sätts en alternativ regression upp med andel rörlig ersättning till vd för fjolåret. Intuitionen är att upparbetad prestationsbaserad ersättning utbetalas vanligtvis i efterhand och därmed kan det vara av intresse att studera huruvida föregående års ersättning påverkar resultaten.

Tobins Qt= α + β1 * CEOcomp(t-1)+ β2 * ROE_t+ β3 * DEBTratiot+ β4 * lnFSt + ε (8)

Data

Data för variabeln CEOcomp hämtas direkt ur de utvalda bolagens årsredovisningar medan de övriga data hämtas ur Datastream. Data som används anser vi vara högst tillförlitlig då de kommer ur bolagsrapporter som står under granskning av auktoriserade revisorer. Samtliga bolag är noterade på stockholmsbörsens Large Cap och studeras under perioden 2004-2007, vilket resulterar i 232 observationer. Large Cap studeras då stora bolag kretsar mest frekvent i medier vad gäller vd-ersättningar. På Large Cap listas de största privata bolagen i Sverige vilket vi finner lämplig att studera utifrån principal- agentförhållandet mellan aktieägare och vd. I och med lagstadgandet av IFRS/IAS som infördes i januari 2005, ökar tillförlitligheten för beräkningen av Tobins Q föreslagen av Chung och Pruitt. Regressionsanalysen baseras på

(14)

2005. 2004 inkluderas för att öka antalet observationer samt för att studera förskjutning av CEOcomp. Vidare, då data för variabeln CEOcomp insamlas manuellt genom bolagens årsredovisningar begränsas studien till denna tidsperiod då datainsamlingen är tidskrävande. I de fall data saknas i Datastream kompletteras data manuellt genom bolagens årsredovisningar.

Då detta inte är möjligt stryks bolagen för de åren ur populationen. Bortfallet kan minimeras i och med att vi i de flesta fallen manuellt kan komplettera data, därför anser vi inte att bortfallet medför att representativiteten i populationen blir allt för låg. Regressionen studerar förhållanden mellan andel rörlig ersättning samt företagsvärde och tidsseriemönstret i data är därmed inte intressant. En panelregression genomförs därmed för att undvika tidsseriemönster.

Extremvärden stryks, det vill säga observationer som av någon anledning skiljer sig kraftigt från de övriga observationerna. Vi väljer att definiera extremvärden som värden vilka avviker mer än 1,5 gånger kvartilavståndet från Q1 respektive Q3 i enlighet med Ewievs6 (Users guide 1, s. 478). Det kan ha att göra med att data i modellen har matats in felaktigt eller att studerad observation antagit avvikande värden. Det finns även ett naturligt bortfall där observationer saknas och det inte varit möjligt att fylla i manuellt. Det kan till exempel vara i de fall data saknas i databasen och inte går att finna i årsredovisningen, eller då vd- ersättningen inte fullständigt framgår i årsredovisningen.

Bortfall

Observationer 232

- Data saknas - 12

- CEOcomp - 14

- ROE - 2

- MVE - 3

- Extremvärden - 10

Kvarvarande obs. 191

Tabell 1: Överblick över bortfall i datamaterialet. Med Data saknas, menas de tre företag där datainsamling inte är möjlig i Datastream. Vidare redovisas för respektive variabel vilken bidrar till bortfall. Extremvärden som trimmas bort redovisas sist. Totalt (för regression II och III) resulterar undersökningen i 191 observationer.

(15)

Utfall av undersökningen

Nedan presenteras först deskriptiv statistik för data som används i undersökningen. Därefter följer de erhållna resultaten från regressionsanalysen. De regressioner som presenteras är alla transformerade i de fall heteroscedasticitet förekommer, vilket gör att regressionerna skattas utan konstant. För närmare presentation av de test som genomförts på regressionerna hänvisas till bilagan.

Deskriptiv statistik

Variable Mean StDev Median

Q 1,121 1,036 0,882

Alt. Q 1,815 1,120 1,452

CEOcomp 0,225 0,189 0,207 DEBTratio 0,256 0,165 0,224 lnFS 17,148 1,385 17,175 ROE 0,242 0,222 0,201 Tabell 2: Deskriptiv statistik över studerad data.

Chung & Pruitts Q Independent

Variables

I II III IV

Contstant ^0,847*** ^- ^- ^-

CEOcomp 0,531** 0.391* 0.388* -

ROE - 2.194*** 2.093*** 2.227***

lnFS - 0.0196*** 0.0264*** 0.026***

CEOcomp(t-1) - - - ^0.298

DEBTratio - 0.376 - -

R² ^0,021 ^0.167 ^0.159 ^0.175

Adj R² 0,016 0.154 0.151 0.163

n 196 191 191 144

* Signifikant på 10 % nivån, ** signifikant på 5 % nivån, *** signifikant på 1 % nivån.

Tabell 3: Tabellen visar utfallen i de utförda regressionerna med Chung och Pruitts Q. Regression I visar resultaten med endast CEOcomp som oberoende variabel. II visar regression med samtliga kontrollvariabler inkluderade. III stryks DEBTratio på grund av icke signifikans. IV visar regressionen med laggad CEOcomp.

Konstant för regression II, III, IV definieras ej då dessa regressioner är transformerade för heteroscedasticitet.

I tabell 3 redovisas de erhållna värdena för koefficienterna till respektive variabel i varje regression. Beroende variabel är här Tobins Q föreslagen av Chung och Pruitt (1994). Den första regressionen utförs genom att endast inkludera CEOcomp som oberoende variabel (se

(16)

hypotesen huruvida det finns ett linjärt samband mellan andel rörlig ersättning till VD och företagsvärde mätt som Tobins Q. Tolkningen för den första regressionen som visas i tabell 3 är att CEOcomp har positiv inverkan på Q i modellen samt att variabeln är signifikant på 5 % -nivån. Konstanten är signifikant på 1 % -nivån men blir irrelevant att tolka då det endast visar ett intercept, vilket i denna modell är ointressant. Nollhypotesen förkastas till fördel för alternativhypotesen; att det finns ett linjärt samband mellan andel rörlig ersättning till VD och företagsvärde mätt som Tobins Q. Dock bör beaktas att andra variabler influerar företagsvärdet, varför ett antal kontrollvariabler inkluderas för att studera hur detta påverkar skattningen.

Resultaten för regressionen med CEOcomp samt samtliga kontrollvariabler som oberoende variabler presenteras i tabellen i andra kolumnen. Denna regression genomförs för att se huruvida dessa kontrollvariabler påverkar företagsvärdet och vad det får för inverkan på grundmodellen. I Regression II erhålls ett positivt signifikant värde för CEOcomp vilket innebär att om CEOcomp (andel rörlig ersättning till VD) ökar, ökar i genomsnitt även Q. Det är även ett starkt positivt signifikant samband mellan ROE och Tobins Q. Vidare erhålls ett signifikant, svagt positivt värde för lnFS samt ett icke signifikant positivt samband för DEBTratio. Vidare presenteras en specifikation där variabeln DEBTratio stryks medan övriga kontrollvariabler behålls, då denna är icke signifikant (p-värde 0,1895).

I sista kolumnen visas resultatet för regressionen med förskjutning med ett år av CEOcomp (CEOcomp(t-1)) vilket visar upp ett positivt men icke signifikant samband (p-värde 0,2498). I denna specifikation är DEBTratio även här icke signifikant (p-värde 0.1862) varpå den exkluderas från modellen. Regressionsanalys med minsta kvadratmetoden förutsätter en rad antaganden om datamaterialets karaktär för att anses leda till en tillförlitlig skattning av modellen. Viktigt är att data inte har karaktär av autokorrelation, heteroscedastisitet samt multikollinearitet. Autokorrelation är främst ett problem då tidsseriedata studeras, då värdet till viss del bestäms av föregående periods värde. Detta är inte fallet med denna regression då en panelregression genomförs. Durbin-Watson statistika ligger i samtliga regressioner mellan 1,7- 1,8 vilket inte tyder på någon autokorrelation. Det förekommer inte någon multikollinearitet mellan de oberoende variablerna i någon av regressionerna då korrelationen mellan de oberoende variablerna är låga (se bilaga).

(17)

Alternativt Q Independent Variables

I II III IV

Constant 1,495*** - - -

CEOcomp 0,680** 0.680*** 0.680*** -

ROE - 3.345*** 3.468*** 3.573***

lnFS ^- ^0.055*** ^0.047*** ^0.046***

CEOcomp(t-1) - - - 0.742***

DEBTratio ^- ^-0.448 ^- ^-

R² 0,028 0.312 0.304 0,315

Adj R² ^0,023 ^0.301 ^0.296 ^0,305

n 195 190 190 143

* Signifikant på 10 % nivån, ** signifikant på 5 % nivån, *** signifikant på 1 % nivån.

Tabell 4: Tabellen visar utfallen i de utförda regressionerna med alternativt Q. Regression I visar resultaten med endast CEOcomp som oberoende variabel. II visar regression med samtliga kontrollvariabler inkluderade. III stryks DEBTratio på grund av icke signifikans. IV visar regressionen med laggad CEOcomp. Konstant för regression II, III, IV definieras ej då dessa regressioner är transformerade för heteroscedasticitet.

I tabell 4 presenteras resultaten för regressionerna med den alternativa uträkningen av Tobins Q, enligt ekvation 2. Dessa regressioner kan ses som en jämförelse mellan olika uträkningar av Q som mått på företagsvärde och huruvida detta påverkar resultaten i regressionerna. De övriga variablerna i regressionerna är samma som i tabell 3. Regressionerna ser även lika ut som i tabell 3, dock erhålls högre signifikans för samtliga variabler. Konstanten är signifikant på 1 % -nivån men blir irrelevant att tolka då det endast visar ett intercept, vilket i denna modell är ointressant. Till skillnad från regressionerna med Chung och Pruitts approximation av Q, ses ett negativt samband mellan Q och DEBTratio. I likhet med regressionerna med Chung och Pruitts approximation av Q är inte DEBTratio signifikant (p-värde 0,1077), varför den stryks. Regression IV i tabell 4 uppvisar icke signifikant DEBTratio (p-värde0.2514) varför den även här stryks. Förutsättningarna för dessa regressioner ser ut i likhet med dem i tabell 3. Durbin-Watson statistikan visar inte på någon autokorrelation då den ligger mellan 1,6- 1,8. Multikollinearitet förekommer inte heller då korrelationen mellan de oberoende variablerna är låga. Generellt sett har regressionerna som inkluderar den alternativa beräkningen av Q som beroende variabel högre förklaringsgrad än den föreslagen av Chung och Pruitt. Vi anser inte att förklaringsgraderna i regressionerna, med kontrollvariabler inkluderade, är allt för låga då Holme och Solvang (1997) menar att förklaringsgraden inom samhällsvetenskaplig forskning sällan överstiger 50 %.

(18)

Analys

Tittar vi på de olika regressionerna finner vi att det alternativa sättet att beräkna Q genomgående visar högre förklaringsgrad. Detta kan ha att göra med det faktum att Chung och Pruitts estimering av Q tar hänsyn till utomstående preferensaktier, något som vi finner vara högst ovanligt på de data vi testar. Detta kan ha medfört något lägre värden för Q. Den alternativa beräkningen är tydligare i formeln samt mer intuitiv. Nackdelen för den alternativa uträkningen kunde möjligtvis vara att det är ett grövre mått på Tobins Q, men samtidigt är det ett flitigt använt mått i liknande studier vilket talar för dess användbarhet. Med grövre menar vi här att det alternativa Q tar hänsyn till bruttoskuld medan Chung och Pruitts Q beräknas på nettoskuld. Även detta kan vara en förklaring varför vi får genomgående högre Q med det alternativa tillvägagångssättet. När man jämför regressionerna för de båda sätten att beräkna Q finnes liknande resultat, vilket är positivt för estimeringen av modellerna. Beräkningen av Q i båda fallen bygger på bokförda värden (förutom marknadskapitalisering) vilket kan ligga dess tillförlitlighet till nackdel, då det hade varit önskvärt att använda sig av verkliga värden.

De verkliga värdena är dock svåra att komma över och därmed begränsas studien till att ta hänsyn till de bokföringsmässiga värdena. De ska trots allt i hög utsträckning spegla de verkliga värdena i och med införandet av IFRS/IAS.

Variabeln CEOcomp, som konstrueras genom att ta den rörliga ersättningen till vd dividerat med den totala ersättningen, sätts upp som den oberoende variabeln i en regression med Q som den beroende variabeln. Detta då vi funnit att tidigare studier funnit motsägande slutsatser huruvida vd-ersättningen påverkar företagsvärdet och resultatet. Miller (1995) finner inget signifikant samband, medan Attaway (2000) finner ett svagt signifikant samband mellan vd-ersättning och resultat. Vi finner ett positivt signifikant samband mellan andel rörlig ersättning och företagsvärde för båda sätten att mäta Tobins Q. Detta talar för agentteorin, som menar att rörlig ersättning behövs för att knyta vd till företagsvärde/resultat och på så vis sänka agentkostnaderna. Dock är förklaringsgraden för de båda modellerna med endast CEOcomp som förklarande variabel så pass låga att försiktighet bör iakttas i tolkningen med justerade R²på endast 1,6 % respektive 2,3 %. Jensen och Murphy (1990) finner ett svagt signifikant samband mellan deras definition av ägarvärde och vd-värde med lägre R²än i denna studies regression. Jämförelsen är inte exakt men behandlar liknande variabler, nämligen förhållandet mellan vd-ersättning och värdet för aktieägare. I vår studie

(19)

likväl som i Jensen och Murphy (1990) beror den låga förklaringsgraden av att det är en mängd andra variabler som påverkar företagsvärdet.

Andelen rörlig ersättning till vd kan inte ensamt förklara företagsvärdet. Därför undersöks en utvidgad modell där fler variabler inkluderas för att öka förklaringsgraden i modellen. Detta gör det möjligt att uttala sig om andel rörlig ersättning till vd på ett mer tillförlitligt sätt. I de regressioner där kontrollvariabler inkluderas ökar signifikansnivån för variabeln CEOcomp från 5 % till 1 % för de båda alternativen att beräkna Tobins Q. Även de positiva sambanden är relativt oförändrade, vilket indikerar att detta torde vara det riktiga för de modeller som presenteras. Palia (2001) presenterar en regression med Tobins Q beräknat på samma sätt som i denna studie (alternativt Q), som beroende variabel och ett antal oberoende kontrollvariabler. Bland annat variabeln LCOMP, som består av andel ägandeskap hos vd samt andel tilldelade optioner värderat enligt Black Scholes. Palia finner att denna variabel är positivt men icke signifikant relaterad till företagsvärde mätt som Tobins Q.

Den laggade variabeln CEOcomp(t-1), alltså andel rörlig ersättning till vd med ett års förskjutning uppvisar icke signifikant positivt samband i regressionen med Q approximerat enligt Chung och Pruitt. I regressionen med den alternativa beräkningen av Q är denna variabel signifikant och positiv. Dessutom är sambandet starkare än regressionerna med CEOcomp utan förskjutning. Det blir därmed svårt att utröna huruvida denna variabel har inverkan på företagsvärde, då regressionerna uppvisar något olika resultat. Då ett positivt samband för CEOcomp(t-1) erhålls samt att variabeln är signifikant på 1 % -nivån för det alternativa sättet att beräkna Q, kan tänkas att förskjutning kan ha viss effekt. Dock uppvisar den icke laggade variabeln CEOcomp signifikanta resultat i alla regressioner och därmed finns anledning att tro att denna variabel är av högre betydelse för att förklara Q. Det innebär i modellerna att årets andel rörlig vd-ersättning är av större betydelse för företagsvärde jämfört med föregående års andel rörlig vd-ersättning.

I samtliga regressioner som inkluderar avkastning på eget kapital (ROE) som mått för lönsamhet, är denna kontrollvariabel starkt positivt relaterat till företagsvärde samt signifikant på 1 % -nivån. Denna variabel är den som inverkar mest på företagsvärdet i studien då lönsamhet och företagsvärde är starkt kopplat sinsemellan. Företagsstorlek är i samtliga

(20)

samband med företagsvärde. Andra studier, till exempel Smith och Watts (1992), påvisar att företagsvärdet skulle ha negativ inverkan för företagsvärde vilket är motsatt till vår studie.

Denna skillnad kan bero av att företagsstorleken testas på olika data eller för olika tidsperioder, men det blir svårt att se några tydliga samband som går att göras jämförbara.

Kapitalstrukturen visar på olika resultat för de olika estimeringarna av Q. Detta kan bero på beräkningarna av Q definierar skulder på olika sätt. Dock är DEBTratio i båda fallen icke signifikanta vilket tyder på att det inte går att utröna huruvida kapitalstrukturen påverkar Q i detta datamaterial. Palia (2001) erhåller, med linjär specifikation, också icke signifikanta värden för skuldkvoten. Hamberg (2004) menar att många av de mest lönsamma svenska företagen gjort sig av med sina lån, vilket kan inverka på resultaten i vår studie.

Slutsats

Syftet med studien är att undersöka huruvida det finns ett signifikant samband mellan andel rörlig ersättning till vd och företagsvärde. I regressionerna är resultaten att det finns ett signifikant positivt samband mellan andel rörlig ersättning till vd samt företagsvärde mätt som Tobins Q. Därmed förkastas nollhypotesen till fördel för alternativhypotesen. Detta är i enlighet med agentteorin, som menar att prestationsbaserad ersättning bör öka företagsvärdet.

Samma resultat erhålls för de båda metoderna att beräkna Q som genomförs i studien, men det gäller även för specifikationer med och utan kontrollvariabler inkluderade. De två sätten att beräkna Q genomförs för att öka validiteten i resultaten.

De två olika beräkningarna av Tobins Q ger generellt liknande specifikationer i regressionerna med Q som beroende variabler bortsett från i ett par fall. Det är variabeln för andel lånefinansiering (DEBTratio) som uppvisar olika samband, men samtidigt är icke signifikanta i de båda fallen. Olika resultat är även fallet med förskjutning av variabeln andel rörlig ersättning till vd (CEOcomp(t-1)). Här visar regressionerna samma samband, nämligen positivt, men i regressionen med Q föreslagen av Chung och Pruitt (1994) är detta samband icke signifikant. Då andel rörlig ersättning till vd utan förskjutning (CEOcomp) är signifikant i samtliga regressioner, är stutsatsen att årets rörliga ersättning till vd har tydligare samband med företagsvärdet utifrån denna studies data.

Ett resultat enligt våra förväntningar är att lönsamheten hos företagen är det som har kraftigast inverkan på företagsvärdet. Här används ROE som lönsamhetsmått och uppvisar högst

(21)

signifikanta resultat samt starkt positivt samband med företagsvärdet (Tobins Q). Vidare uppvisar regressionerna ett signifikant svagt positivt samband mellan företagsstorlek (naturliga logaritmen av marknadskapitalisering) och företagsvärdet mätt som Tobins Q.

Jämförelser med tidigare studier visar på olika resultat vad gäller företagsstorleken. Variabeln DEBTratio, vilket är ett mått för kapitalstrukturen visar på olika resultat samt är icke signifikant i studien vilket gör den icke tolkningsbar. Huruvida lånefinansiering påverkar företagsvärdet positivt eller negativt för denna studies data förblir därför osagt. Då vår studie undersöker stora svenska företag kan inte resultaten generaliseras över alla typer företag.

Studien bringar dock ljus över den inverkan andel rörlig ersättning har på företagsvärdet på stockholmsbörsens Large Cap och den bolagsstyrningen som är representerad där.

Historiskt har Sverige haft mer av ett stakeholdersynsätt att se på hur man driver företag, men har under 80 och 90-talet börjat röra sig närmare det anglosaxiska shareholdersynsättet. Då vi undersöker svenska data under 2000-talet, då Sverige enligt många akademiker har gått mot mer av ett shareholderperspektiv, finner vi det intressant att se hur resultaten av vår undersökning skulle te sig på data från en annan tidsperiod. Vidare vore det intressant att se en komparativ undersökning mellan två länder som historiskt sett ansetts vara utpräglade shareholders respektive stakeholders. Finner man högre samband mellan företagsvärde och andel rörlig ersättning i ett utpräglat anglosaxiskt land?

(22)

Referenser

Andersson, G. Jorner, U. Ågren, A. 2007: ”Regressions- och tidsserieanalys” third edition, Författarna och Studentlitteratur, Polen

Altman, E 1984: ”A Further Empirical investigation of the Bancrupcy Cost Question” Journal of Finance pp. 1067- 1089.

Ashbaugh, H. and Pincus, M. 2001: “Domestic Accounting Standards, International Accounting Standards, and the Predictability of Earnings” Journal of Accounting Research Vol. 39 No. 3

Attaway M, 2000: "A study of the relationship between company performance and CEO compensation" American business review Vol. 18 No. 1

Berger, P.G and Ofek E., 1995: "Diversification's Effect on Firm Value" Journal of Financial Economics (January), 39-65.

Chung K.H and Pruitt S.W. 1994:“A Simple Approximation of Tobin's q” Financial Management, Vol. 23, No. 3, Venture Capital Special Issue pp. 70-74.

Copeland T, Koller T and Murrin J, 2000: “Valuation – Measuring and managing the value of companies” 3^rdedition, McKinsey & Company, Inc

Dennis, J. Dennis, D. and Sarin, A. 1997: "Managerial incentives and corporate diversification strategies" Vol. 10 No. 2 Journal of applied corporate finance

Eviews6 Users guide 1, Chapter 13

Fama E. and Jensen M 1983: "Separation of ownership and control" Journal of Law and Economics, Vol. 26

Finkelstein S. and Boyd B 1998: "How Much Does the CEO Matter? The Role of Managerial Discretion in the Setting of CEO Compensation" The Academy of Management Journal, Vol.

41, No. 2

Griffith J, 1999: “CEO Ownership and Firm Value” Managerial and Decision Economics, Vol. 20, No. 1

Haubrich J. and Popova I 1998: "Executive compensation: a calibration approach" Economic Theory, Vol. 12, No. 3

Hamberg M: “Strategic financial decisions” Liber, Malmö, 2004

Holme I. Solvang B: “Forskningsmetodik, om kvalitativa och kvantitativa metoder”

Studentlitteratur, Lund, 1997

(23)

Jensen M. and Meckling W. 1976: “Theory of the firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure” Journal of Financial Economics, No.4, pp.305-360.

Jensen M. and Murphy K. 1990: “Performance Pay and Top-Management Incentives” The Journal of Political Economy, Vol. 98, No. 2, pp. 225-264

Lang, L.H.P. and R.M. Stulz, 1994: "Tobin's Q, Corporate Diversification, and Firm Performance" Journal of Political Economy (December), pp. 1248-1280.

Lindenberg, E.B. and S.A. Ross, 1981: "Tobin's q Ratio and Industrial Organization," Journal of Business (January), pp. 1-32.

Lloyd, W.P. and J.S. Jahera Jr., 1994: "Firm-Diversification Effects on Performance as Measured by Tobin's Q," Managerial and Decision Economics (May/June), pp. 259- 266.

McConnel J. and Servaes H, 1990: "Additional Evidence on Equity Ownership and Corporate Value" Journal of Financial Economics, 27

Miller 1995: “Ceo salary increases may be rational after all: referents and contracts in CEO pay” Academy of Management Journal, 1995 Vol. 38, No. 5, pp. 1361-1385.

Miller, M.H. and Modigliani, F 1963: “Corporate Income Taxes and the Cost of Capital: A Correction” American economic review Vol. 53 No. 3 pp. 433-443

Newbold, Carlsson and Thorne 2003: “Statistics for business and economics” fifth edition, Prentice hall, New Yearsy

Palia, D. 2001: “The Endogeneity of Managerial Compensation in Firn Valuation: A Solution” The review of financial studies, Vol. 14, No. 3 (Autumn, 2001), pp. 735-764.

Palia, D. and Lichtenberg F, 1999: "Managerial ownership and Firm Performance: A Re- Examination Using Productivity Measurement" Journal of Corporate Finance, 5, pp. 323-339 Randoy R. and Nielsen J, 2002: "Company Performance, Corporate Governance, and CEO Compensation in Norway and Sweden" Journal of Management and Governance 6, pp. 57–81 Smith, C.W, Jr. and R.L. and Watts, 1992: "The Investment Opportunity Set and Corporate Financing, Dividend, and Compensation Policies" Journal of Financial Economics (December), pp. 263-292

Tobin J, 1969:”A general equilibrium approach to monetary theory” Journal of Money, Credit and Banking Vol. 1, No. 1, pp. 15-29

Tong Z, 2008: “Deviation from optimal CEO ownership and firm value” Journal of Banking and Finance No. 32, pp. 2462-2470

Yermack, D, 1996: "Higher Market Valuation of Companies with a Small Board of

(24)

Föreläsningsanteckning Karlstads Universitet, institutionen för informationsteknologi http://www.it.kau.se/stat/staa11/vt07/kapitel/kap14.shtml (08-12-22)

Tabellförteckning

Tabell 1 Redogörelse över bortfall

Tabell 2 Redogörelse över den deskriptiva statistiken

Tabell 3 Redogörelse över regressioner med Chung och Pruitts Q som beroende variabel Tabell 4 Redogörelse över regressioner med det alternativa Q som beroende variabel

Bilaga – Autokorrelation, Heteroscedastisitet, Multikollinearitet

Nedan redovisas hur förutsättningar för statistiken behandlas. Det problem vi undersöker i detalj är huruvida datamaterialet uppvisar någon autokorrelation, heteroscedastisitet samt multikollinearitet. Heteroscedastisitet förekommer i flera av regressionerna, vilket konstateras med ett formellt test för heteroscedastisitet: Whites test. Testet genomförs så att nollhypotesen förkastas till fördel för alternativhypotesen (att variansen beror av förväntade värden;

heteroscedastisitet). Nollhypotesen förkastas då antalet observationer multiplicerat med förklaringsgraden är större än χ2_{1, α}:

Obs*R-squared > χ2df, α (9)

χ21, 0,05 = 3,84 (10)

I samtliga regressioner där detta förekommer transformeras regressionen i Eviews6 för att erhålla skattningar utan denna problematik, vilka presenteras i tabell 2 och 3.

Durbin-Watson statistikan antar värden mellan noll och fyra. Ligger Durbin-Watson kring två finns ingen autokorrelation, ligger den under ett och ju närmare noll, förekommer positiv autokorrelation och ligger den över tre, förekommer negativ autokorrelation (Newbold et al.

2003, s. 516). I regressionerna ligger Durbin-Watson statistikan klart över ett och närmar sig två i de flesta fall vilket inte tyder på någon autokorrelation.

(25)

För att undersöka huruvida de oberoende variablerna i regressionerna är sinsemellan högt korrelerade (multikollinearitet) ställer vi upp en korrelationstabell för dessa variabler. Är variablerna korrelerade högre än 0,7 tyder det på multikollinearitet.

(http://www.it.kau.se/stat/staa11/vt07/kapitel/kap14.shtml) Inga problem förekommer med multikollinearitet.

Regression I; CEOcomp, Q (Chung och Pruitt)

Heteroscedasticitet Test: White samt Durbin-Watson statistika

Obs*R-squared 0.267534

Durbin-Watson stat 1.70626

Regression II; samtliga variabler, Q (Chung och Pruitt)

Korrelationer mellan variabler för att undersöka för multikollinearitet

DEBTRATIO CEOCOMP LNFS Q ROE

DEBTRATIO 1.000000 -0.022311 0.004894 -0.037679 -0.240144

CEOCOMP -0.022311 1.000000 0.093785 0.122346 0.057297

LNFS 0.004894 0.093785 1.000000 -0.099415 0.027975

Q -0.037679 0.122346 -0.099415 1.000000 0.406562

ROE -0.240144 0.057297 0.027975 0.406562 1.000000

Regression III; utan DEBTratio, Q (Chung och Pruitt)

CEOCOMP LNFS Q ROE

CEOCOMP 1.000000 0.093785 0.122346 0.057297

LNFS 0.093785 1.000000 -0.099415 0.027975

Q 0.122346 -0.099415 1.000000 0.406562

ROE 0.057297 0.027975 0.406562 1.000000

Regression IV; CEOcomp (t-1), Q (Chung och Pruitt)

(26)

Q 0.432870 1.000000 -0.121311 0.126797

LNFS 0.021866 -0.121311 1.000000 -0.003222

CEOCOMP_T_

1_ 0.131725 0.126797 -0.003222 1.000000

Regression I; CEOcomp, Alternativt Q

Durbin-Watson stat 1,81332

Regression II; samtliga variabler, Alternativt Q

CEOCOMP DEBTRATIO LN_FS ROE QALT

CEOCOMP 1.000000 -0.005463 0.093612 0.035934 0.182860

DEBTRATIO -0.005463 1.000000 0.001926 -0.222719 -0.238419

LN_FS 0.093612 0.001926 1.000000 0.045117 -0.065958

ROE 0.035934 -0.222719 0.045117 1.000000 0.548458

QALT 0.182860 -0.238419 -0.065958 0.548458 1.000000

Regression III; CEOcomp utan DEBTratio, Alternativt Q

CEOCOMP LN_FS QALT ROE

CEOCOMP 1.000000 0.095425 0.157529 0.038103

LN_FS 0.095425 1.000000 -0.066810 0.045122

QALT 0.157529 -0.066810 1.000000 0.556015

ROE 0.038103 0.045122 0.556015 1.000000

Regression IV; CEOcomp(t-1)utan DEBTratio, Alternativt Q

CEOCOMPT_1 LN_FS_1 ROE_1 QALT1

CEOCOMPT_1 1.000000 0.003112 0.044257 0.201324

LN_FS_1 0.003112 1.000000 0.039235 -0.071441

ROE_1 0.044257 0.039235 1.000000 0.552914

QALT1 0.201324 -0.071441 0.552914 1.000000