Auszug
Dieses zweite ökonometrische Modell beurteilt die Unabhängigkeit der Abschlussprüfer in Deutschland über die bereitgestellte Prüfungsqualität. Mit dieser Untersuchung kann die innere Unabhängigkeit der Prüfer in Deutschland erstmals über die Höhe der Nichtprüfungshonorare untersucht werden. Im Gegensatz zu früheren ausländischen Studien, zeichnet sich diese Untersuchung durch einen selbst zusammengestellten Datensatz und durch die Verwendung spezieller Faktoren zur Messung der Unabhängigkeit in Deutschland aus. Des Weiteren existiert bislang keine Untersuchung, welche die Bilanzpolitik deutscher Unternehmen über die diskretionären Periodenabgrenzungen misst und mit der Unabhängigkeit der Prüfer in Verbindung bringt.787 Ziel der Untersuchung ist es herauszufinden, ob die deutschen Unabhängigkeitsregelungen im Allgemeinen weit genug gehen, um auch die innere Unabhängigkeit anzusprechen.788
This is a preview of subscription content, log in via an institution to check access.
Access this chapter
Tax calculation will be finalised at checkout
Purchases are for personal use only
Preview
Unable to display preview. Download preview PDF.
Literatur
Bislang untersuchen Leuz, C./ Nanda, D./ Wysocki, P. D. (2003) und Meuwissen et al. (2004) Unterschiede der Ergebnisqualität in verschiedenen Ländern. In beiden Untersuchungen ist auch Deutschland enthalten. Bauer, M. (2004a) untersucht die Prüferunabhängigkeit in Deutschland empirisch über den Zusammenhang von Beratungshonoraren und Agency-Konflikten.
Vgl. Bauer, M. (2004a), S. 366, S. 372 fand in seiner ländervergleichenden Untersuchung der Prüferhonorare heraus, dass Abhängigkeitsbefürchtungen in Deutschland weniger gegeben sind. Z.B. beträgt der Mittelwert der Relation Nichtprüfungs-zu Prüfungshonoraren 64,11% (USA = 333,33%), das Verhältnis Nichtprüfungs-zu den gesamten Honoraren beträgt im Mittel 30,58% (USA = 68,56)%.
Vgl. Schruff, W. (2005), S. 207. Der Autor weist jedoch darauf hin, dass die Öffentlichkeit diese Begründung nicht anerkennt und es zu Reputationsverlusten des Berufsstandes der Wirtschaftsprüfer kommt.
Vgl. Kitschler, R. (2005), S. 148 zur Bedeutung der Nichtprüfungsleistungen.
Vgl. z.B. Arbeiten von Marx, S. (2002), Demme, N. D. (2003), Kitschler, R. (2005) oder Müller, K. (2006). Einzig Bauer, M. (2004a) untersucht die Unabhängigkeit deutscher Prüfer empirisch.
Vgl. Quick, R./ Warming-Rasmussen, B. (2005), S. 143. Im Gegensatz zum Prüfungsauftrag können Beratungsaufträge in Deutschland durch das Management vergeben werden.
Vgl. Gore, P./ Pope, P./ Singh, A. (2001), S. 9. Besonders kritisch ist die einkommenserhöhende Bilanzpolitik im Falle eines finanziell schlecht stehenden Unternehmens, da die Insolvenzwahrscheinlichkeit nicht zutreffend abgebildet werden kann. Vgl. Francis, J. R./Krishnan, J. (1999), S. 143. In einer empirischen Untersuchung zeigen die Autoren, dass Prüfer bei einkommenserhöhenden Periodenabgrenzungen vermehrt Testatseinschränkungen vornehmen. Kim, J.-B./Chung, R./Firth, M. (2003), S. 328 gehen davon aus, dass Prüfer bei einkommenserhöhender Bilanzpolitik mit einer höheren Klagewahrscheinlichkeit konfrontiert werden.
Vgl. Entwistle, G./ Lindsay, D. (1994), S. 278. Die Verzerrung von Ausgaben führt dagegen zumeist zu Unterbewertungen. Eine Überbewertung der Ergebnisse stellen auch Dechow, P. M./Sloan, R. G./Sweeney, A. P. (1996) fest.
Basieren Gläubiger ihre Entscheidungen zur Kreditvergabe auf Kennzahlen des Jahresabschlusses, welche bilanzpolitisch „beschönigt“ sind, kann es zu Entscheidungen kommen, welche Gläubiger ohne bilanzpolitische Verzerrungen nicht in dieser Form getroffen hätten. Vgl. Baetge, J./ Ballwieser, W. (1978), S. 516f. vor dem Hintergrund von Anreizen, warum das Management Bilanzpolitik ausübt. Clemm, H. (1989), S. 364 weist allerdings darauf hin, dass die Befolgung des „True and Fair View“ bei Unternehmenskrisen in den Hintergrund tritt, wenn es zu Panikreaktionen der Investoren kommt, welche die „Rettung“ des Unternehmens verhindern. Voraussetzung hierfür ist allerdings, dass unternehmensintern eine ausreichende Berichterstattung über die Krise erfolgt.
Vgl. Sunderdiek, B. (2006), S. 41f.
Vgl. Quick, R. (2006), S. 50.
Vgl. auch Vorgehen bei Ashbaugh et al. (2003), Frankel et al. (2002) sowie die Diskussion von Kinney, W. R./Libby, R. (2002) zu Frankel et al. (2002).
Auch wenn die innere Unabhängigkeit nicht durch Beratungsleistungen eingeschränkt ist, kann die äußere Unabhängigkeit beeinträchtigt sein. Vgl. Quick, R./ Warming-Rasmussen B. (2005), S. 144.
Auch Ebrahim, A. (2001), S. 9 verwendet das Ergebnis nach außerordentlichen Posten, Steuem und Zinsen (Jahresergebnis). Diese Vorgehensweise findet unter der Annahme statt, dass außerordentliche Posten nicht bilanzpolitisch beeinflusst sind. Bei Verwendung des Jones-Modells kann es sonst zu einer Fehlklassifizierung kommen. Hierbei werden Posten als bilanzpolitisch verzerrt klassifiziert, obwohl dies nicht der Fall ist.
Vgl. auch Vorgehen bei Healy, P. M. (1985) oder Jones, J. J. (1991).
Vgl. z. B. Studien von Dee, C./ Lulseged, A./ Nowlin, T. S. (2002), Frankel, R. M./Johnson, M. F./Nelson, K. K. (2002), Chung, H./Kallapur, S. (2003), Ashbaugh, H./LaFond, R./Mayhew, B. W. (2003), Antle, R./Gordon, E. A./Narayanamoorthy, G./Zhou, L. (2006), Coulton, J./Ruddock, C./Taylor, S. (2007).
Vgl. DeAngelo, L. E. (1986), S. 408f.
Vgl. Healy, P. M. (1985).
Für die Differenzierung zwischen einkommenserhöhender und-mindernder Bilanzpolitik sprechen die empirischen Ergebnisse von Hribar, P./ Nichols, D. C. (2006), S. 3. Diese finden heraus, dass die Verwendung von Absolutwerten zu Verfälschungen der Abbildung von Bilanzpolitik führt. Dabei sind unter anderem der Marktwert des Eigenkapitals, die Bilanzsumme, der Verschuldungsgrad und das Umsatzwachstum positiv mit den absoluten diskretionären Periodenabgrenzungen korreliert.
Vgl. z.B. Ashbaugh, H./ LaFond, R./ Mayhew, B. W. (2003) mit einem angepassten R2 von ca. 18% bei 3.069 Beobachtungen oder Davis, L. R./Soo, B./Trompeter, G. (2000) mit einem angepassten R2 von 1,1% bei 12.892 Beobachtungen.
Vgl. hierzu ausführlich das Vorgehen bei Modell 1 in Kapitel III.2. Vgl. auch Pindyck, R. S./ Rubinfeld, D. L. (1998), Greene, W. H. (2002), Auer, L. v. (2005).
Vgl. Kennedy, D./ Lakonishok, J./ Shaw, W. H. (1992) für verschiedene Möglichkeiten Ausreißer zu behandeln. Vgl. Schlittgen, R. (2003), S. 440–445.
Vgl. Schlittgen, R. (2003), S. 239.
Vgl. Ashbaugh, H./ LaFond, R./ Mayhew, B. W. (2003), S. 614. Vgl. Ruddock, C./Taylor, S./Taylor, S. (2006), S. 711.
Vgl. Kitschler, R. (2005), S. 148.
Vgl. ähnlich bei Lenz, H. (2001), S. 303.
Vgl. Chung, H./ Kallapur, S. (2003).
Vgl. Frankel, R. M./ Johnson, M. F./ Nelson, K. K. (2002). Vgl. Reynolds, J. K./Deis, D. R./Francis, J. R. (2004), S. 33 und Kelley, S. O./Shores, D./Tong, Y. H. (2004) zur Messung der Unabhängigkeit über die Relation Nichtprüfungs-zu gesamten Honoraren.
Vgl. Frankel, R. M./ Johnson, M. F./ Nelson, K. K. (2002). Vgl. Chung, H./Kallapur, S. (2003). Vgl. Ferguson, M. J./Seow, G. S./Young, D. (2004), S. 823. Vgl. Coulton, J./Ruddock, C./Taylor, S. (2007), S. 9. Letztere schätzen den unerwarteten Teil der Honorare, um diese Schwäche der Honorare auszugleichen.
Ashbaugh, H./ LaFond, R./ Mayhew, B. W. (2003), S. 614 bevorzugen diese Honorarkategorie gegenüber der Relation Nichtprüfungs-zu gesamten Honoraren, da die wirtschaftliche Abhängigkeit besser dargestellt werden kann.
Die Prüfungshonorare betrugen 25 Millionen US-$, die Nichtprüfungshonorare 27 Millionen US-$. Vgl. Healy, P. M./ Palepu, K. G. (2003). Vgl. Kinney, W. R./Libby, R. (2002), S. 110.
Vgl. Reynolds, J. K./ Deis, D. R./ Francis, J. R. (2004), S. 33. Die Autoren argumentieren, dass die Prüfer anfangs weniger objektiv sind, wodurch die Höhe der Bilanzpolitik steigt. Vgl. Myers, J. N./Myers, L. A./Omer, T. C. (2003), S. 780. Die Autoren finden heraus, dass die Länge der Mandatsdauer negativ mit der Höhe der diskretionären Periodenabgrenzungen korreliert ist, wodurch das Argument gestützt wird.
Knapp, M. C. (1991), S. 39 berücksichtigt die gegenläufigen Literaturmeinungen, indem er differenziert, ob die Wahrscheinlichkeit der Fehleraufdeckung durch den Prüfer bei einer fünfjährigen Mandatsdauer höher ist als bei einem neuen Prüfer und ob die Fehleraufdeckungswahrscheinlichkeit bei einer 20-jährigen Mandatsdauer geringer ist als bei einer fünfjährigen.
Craswell, A./ Stokes, D. J./ Laughton, J. (2002) untersuchen diese Beziehung mit der Honorarvariablen als erklärende Variable und der Variablen Bestätigungsvermerk als zu erklärende Variable.
Vgl. Wines, G. (1994) mit dem erwarteten Zusammenhang. Barkess, L./Simnet, R. (1994) verwenden Nichtprüfungshonorare als zu erklärende Variable, die Einschränkung des Bestätigungsvermerkes als erklärende Variable, finden aber keinen Zusammenhang zwischen beiden Variablen.
Vgl. Frankel, R. M./ Johnson, M. F./ Nelson, K. K. (2002). Vgl. auch Krishnan, G. V. (2003).
Vgl. Myers, J. N./ Myers, L. A./ Omer, T. C. (2003), S. 790. Piot, C. (2005) konnte diese Annahme nicht für Deutschland befürworten.
Vgl. DeAngelo, L. E. (1981b), S. 184. Vgl. auch Quick, R./Warming-Rasmussen, B. (2005), S. 142. Das Risiko Quasirenten aus anderen Mandaten zu verlieren, steigt mit der Anzahl der Mandate. Kleine Prüfungsgesellschaften leiden aber nicht per se weniger unter diesen Verlusten, nur weil sie wenige Mandate prüfen. Verlieren kleine Gesellschaften ein Mandat, kommt es schnell zur Gefährdung der Existenz, wenn das Mandat nicht ersetzt werden kann.
Vgl. Palmrose, Z.-V. (1988), S. 55. Prozesse gegen Prüfer werden z.B. wegen der Verdeckung von falschen oder irreführenden Jahresabschlussbestandteilen geführt. Zwischen 1960 und 1985 wurden 472 Prozesse untersucht. Vgl. auch Ergebnisse von Becker et al. (1998), welche für eine höhere Unanhängigkeit der größten Prüfungsgesellschaften sprechen. Becker et al. (1998) erkennen bei Nicht-BIG6-Gesellschaften um 1,5–2,1% der Bilanzsumme höhere diskretionäre Periodenabgrenzungen als bei BIG6-Gesellschaften.
Vgl. Khurana, K. K./ Raman, K. K. (2004). Bei BIG4-Prüfern lassen sich geringere Eigenkapitalkosten des Mandanten erkennen. Allerdings tritt dieser Effekt nur in den USA, nicht in Australien, Kanada oder dem Vereinigten Königreich auf. Die Unterschiede der Ergebnisse sind auf die Unterschiede im Haftungsregime zurückzuführen. Betrachtet werden 19.517 Beobachtungen zwischen den Jahren 1990 und 1999.
Vgl. Fußnote 839.
Krishnan, G. V. (2003), S. 109f. beschreibt, dass das Management höhere Bilanzpolitik betreibt, wenn Agency-Konflikte bestehen. Hier ist ein unabhängiger Prüfer zur Einschränkung der Interessenkonflikte notwendig.
Im Gegensatz zu dieser Vorgehensweise untersucht Bauer, M. (2004a), S. 193, 267ff. die Korrelation zwischen hohen Beratungshonoraren und der Höhe der Agency-Konflikte. Eine negative Korrelation deutet daraufhin, dass das Unternehmen bewusst wenige Beratungsleistungen nachfragt, um den Eigen-und Fremdkapitalgebern zu signalisieren, dass die Prüfungsqualität hoch ist.
Vgl. Kapitel II.2 zu den Agency-Konflikten und der Rolle des Prüfers. Weißenberger, B. E. (1999), S. 628 definiert Agency-Kosten als „[..] Differenz im Erwartungsnutzen des Prinzipals aus der vom Agenten erstellten Leistung [...]“.
Vgl. im Folgenden Larcker, D. F./ Richardson, S. A. (2004). Gute Corporate Governance ist gegeben, wenn der Anteil institutioneller Anleger hoch, der Aktienanteil des Managements gering und das Board (entspricht dem deutschen Vorstand) unabhängig ist, weil viele externe Manager dort aktiv sind. Jede dieser drei Variablen bildet ein Cluster, für welche die Regressionsergebnisse zu Prüferhonoraren und Bilanzpolitik gesondert untersucht werden. Auch Dechow, P. M./Sloan, R. G./Sweeney, A. P. (1996), S. 21f. zeigen mit ihren Auswertungen, dass Unternehmen, deren Bilanzmanipulationen öffentlich bekannt geworden sind, schwache Governance Strukturen aufweisen.
Vgl. Bebchuk, L. A./ Fried, J. M. (2003), S. 7f. Meuwissen, R./Moers, F./Peek, E./Vanstraelen, A. (2004), S. 50 messen die Eigentümer-Konzentration über den Median des Anteils der drei größten Anteilseigner.
Vgl. Parkash, M./ Venable, C. F. (1993), S. 118.
Parkash, M./ Venable, C. F. (1993), S. 118 nehmen an, dass geringe Agency-Konflikte vorliegen, wenn die Eigentümerstruktur durch einen Hauptaktionär gekennzeichnet ist. Dieser hält einen sehr hohen Anteil am Kapital. Vgl. auch Bauer, M. (2004a). Liegen zwischen Mehrheits-und Minderheitsgesellschaftern Informationsasymmetrien vor, vertreten die Mehrheitseigentümer nur ihre eigenen Interessen, weshalb Agency-Konflikte auftreten. Kontrollieren die Minderheitsgesellschafter das Management deshalb verstärkt, wird geringere Bilanzpolitik erwartet (negative Korrelation). Ferguson, M. J./Seow, G. S./Young, D. (2004), S. 825 verwenden den Mittelwert des Anteils der drei größten Aktionäre am Kapital des Unternehmens.
Vgl. Chung, H./ Kallapur, S. (2003), S. 937. Vgl. Frankel, R. M./Johnson, M. F./Nelson, K. K. (2002). Die Autoren finden eine negative Korrelation zwischen dem Verschuldungsgrad und den diskretionären Periodenabgrenzungen heraus. Vgl. Watts, R. L./Zimmermann, J. L. (1986) zur Ausübung von Bilanzpolitik unter dem Aspekt der Verschuldungsgradhypothese.
Bauer, M. (2004a), S. 301ff. untersucht mit seiner Studie den Zusammenhang zwischen Agency-Konflikten und Nichtprüfungsgebühren. Die Agency-Konflikte werden über die Anteile des Managements, des größten Eigentümers am Unternehmen und über den Verschuldungsgrad gemessen.
Vgl. Studie von Barton, J. (2005), S. 568 zur Frage, ob die Reputation von Prüfern bei Agency-Konflikten im Unternehmen eine Rolle spielt. Vgl. auch Firth, M. (1997).
Vgl. Reynolds, J. K./ Deis, D. R./ Francis, J. R. (2004), S. 34, welche den Altman Z-Score (vgl. Altman, E. I. (1968)) verwenden.
Vgl. für einen negativen Zusammenhang zwischen dem Verschuldungsgrad und der Höhe der Bilanzpolitik die Studie von Kim, J.-B./ Chung, R./ Firth, M. (2003).
Vgl. Chung, H./ Kallapur, S. (2003), S. 933.
Vgl. Auer, L. v. (2005), S. 141.
Vgl. Reynolds, J. K./ Deis, D. R./ Francis, J. R. (2004), S. 34. Die Autoren verwenden das Markt/Buchwertverhältnis des Eigenkapitals zur Abbildung des Wachstums.
Myers, J. N./ Myers, L. A./ Omer, T. C. (2003), S. 790 verwenden das Umsatzwachstum der Branche. Chung, H./Kallapur, S. (2003), S. 937 verwenden das Markt-/Buchwert-Verhältnis zur Abbildung des Unternehmenswachstums. Francis, J./LaFond, R./Olsson, P./Schipper, K. (2005), S. 311 messen das Wachstum als log(1 + Wachstum des Buchwerts des Eigenkapitals über 5 Jahre).
Heninger, W. G. (2001), S. 122 erkennt, dass bei einkommenserhöhenden Periodenabgrenzungen das Risiko eines Prozesses für die Prüfungsgesellschaft steigt. Vgl. für Ausführungen zur Regulierung ausländischer Prüfer in den USA Lenz, H. (2002).
Vgl. Heintges, S. (2005), S. 212f. Annahmegemäß werden große Unternehmen in der Öffentlichkeit stärker beobachtet.
Vgl. Chung, H./ Kallapur, S. (2003), S. 936f.
Vgl. Palmrose, Z.-V. (1988), S. 65f. Hohe Prozessquoten bestehen auch in der Bank-Branche, welche in dieser Untersuchung allerdings nicht betrachtet wird.
Vgl. Vorgehen bei Frankel, R. M./ Johnson, M. F./ Nelson, K. K. (2002).
Vgl. Francis, J. R./ Krishnan, J. (1999), S. 143.
Vgl. Francis, J. R./ Krishnan, J. (1999), S. 143.
Vgl. DeAngelo, L. E. (1981a).
Vgl. Coulton, J./ Ruddock, C./ Taylor, S. (2007), S. 4 mit einem Beispiel, dass zeigt, dass die Gesamtsumme der Honorare aus einen Mandat bedeutend ist. So kann es möglich sein, dass eine wirtschaftliche Abhängigkeit vom Mandanten besteht, obwohl die Prüfungshonorare sehr viel höher als die Beratungshonorare sind. Somit ist es besser, analog dem Vorgehen von Chung, H./Kallapur, S. (2003), die Höhe der Quasirenten aus einem Mandat zu bestimmen.
Vgl. Leuz, C./ Nanda, D./ Wysocki, P. D. (2003), S. 510.
Vgl. Leuz, C./ Nanda, D./ Wysocki, P. D. (2003), S. 510.
Vgl. Vorgehen bei Burgstahler, D./ Dichev, I. (1997), S. 112. Vgl. auch Ashbaugh, H./LaFond, R./Mayhew, B. W. (2003), S. 631. Beide Studien berücksichtigten den Marktwert des Eigenkapitals zu Beginn des Jahres zur Normierung der Ergebnisveränderung.
Leuz, C./ Nanda, D./ Wysocki, P. D. (2003), S. 511 betrachten bei ihrer länderübergreifenden Untersuchung der Bilanzpolitik nur Unternehmen, welche entweder einen mit der Bilanzsumme gewichteten Gewinn zwischen 0% und 1% oder einen Verlust zwischen-1% und 0% aufweisen. Eine Spanne zwischen 0% und 10% kommt in dieser vorliegenden Regression nicht zur Anwendung, da 70 Beobachtungen in diesen Bereich fallen. So könnte die Annahme, dass alle 70 Unternehmen Bilanzpolitik betreiben, um Verluste zu vermeiden, verzerrt sein. Wird die Spanne auf 0% bis 1% reduziert, so können nur vier Beobachtungen mit einer Verlustvermeidungsstrategie identifiziert werden.
Vgl. Burgstahler, D./ Dichev, I. (1997), S. 109.
Vgl. Kim, J.-B./ Chung, R./ Firth, M. (2003), S. 348.
Biddle, G. C./ Hilary, G. (2006), S. 969 berechnen zunächst die binären Variablen zur Messung der Ergebnisqualität. Die Ausprägungen des Samples mit einem Wert über dem Median bekommen in der jeweiligen binären Variablen den Wert 1 zugewiesen und sonst den Wert 0. Werden die binären Variablen addiert, entsteht eine diskrete Variable, welche die Ergebnisqualität misst.
Vgl. Burgstahler, D./ Dichev, I. (1997). Vgl. Leuz, C./Nanda, D./Wysocki, P. D. (2003) für den Zusammenhang zwischen dem Schutz von Investoren und Bilanzpolitik in verschiedenen Ländern oder Menon, K./Williams, D. D. (2004) für die Beziehung zwischen Bilanzpolitik und der Tatsache, dass Manager vormals Partner im Prüfungsteam waren.
Vgl. Ashbaugh, H./ LaFond, R./ Mayhew, B. W. (2003).
Vgl. Hoitash, R./ Markelevich, A./ Barragato, C. A. (2005). Die Jahre 2000 bis 2003 sind mit 19.656 Beobachtungen Datenbasis der Studie. Der Umfang der diskretionären Periodenabgrenzungen (ermittelt durch das modifizierte Jones-Modell und das um den ROA erweiterte Modified-Jones-Modell) wird als Maß für Befangenheit des Prüfers und für Prüfungsqualität verwendet. Die Gebühren sind Ausdruck der wirtschaftlichen Abhängigkeit des Prüfers vom Mandanten. Im Durchschnitt sind die Beratungsgebühren zwischen 2000 und 2003 um ca. 50% gesunken.
Vgl. Bigus, J. (2007). Wären die Sorgfaltsanreize des Prüfers zu gering, so würde sich dies in einem fehlerhaften Jahresabschluss widerspiegeln. Als Gegenmaßnahmen ist die Verschärfung der Haftung möglich. Einen großen Einfluss nimmt auch die Höhe des Reputationsschadens.
So kritisieren Frankel, R. M./ Johnson, M. F./ Nelson, K. K. (2002), S. 82, dass die Relation Nichtprüfungs-zu gesamten Honoraren die wirtschaftliche Abhängigkeit des Mandanten nicht ausdrückt.
Vgl. auch im Folgenden Heintges, S. (2005), S. 33ff., S. 58f., S. 71–78.
Vgl. auch im Folgenden Leuz, C./ Nanda, D./ Wysocki, P. D. (2003) und Meuwissen, R./Moers, F./Peek, E./Vanstraelen, A. (2004). Vgl. auch Tendeloo, B. v./Vanstraelen, A. (2005), S. 159.
Vgl. Heintges, S. (2005), S. 117.
Vgl. auch im Folgenden Heintges, S. (2005), S. 42f. Die Geschäftsführung wird entgegen dem deutschen System nicht vom Vorstand, sondern vom Board of Directors vollzogen. Die Überwachung des Boards erfolgt in den USA durch den Prüfungsausschuss (Audit Committee).
Vgl. Heintges, S. (2005) mit einem ausführlichen Vergleich der Bilanzpolitik in den USA und Deutschland.
Vgl. Frankel, R. M./ Johnson, M. F./ Nelson, K. K. (2002).
Vgl. Ashbaugh, H./ LaFond, R./ Mayhew, B. W. (2003). Der Vergleich ist beschränkt, da Ashbaugh et al. (2003) absolute diskretionäre Periodenabgrenzungen verwenden, während das Ausgangsmodell mit positiven und negativen diskretionären Periodenabgrenzungen arbeitet.
Vgl. im Folgenden Dee, C. C./ Lulseged, A./ Nowlin, T. S. (2002), S. 34.
Vgl. Reynolds, J. K./ Deis, D. R./ Francis, J. R. (2004).
Vgl. Larcker, D. F./ Richardson, S. A. (2004).
Vgl. Chung, H./ Kallapur, S. (2003).
Vgl. Antle, R./ Gordon, E. A./ Narayanamoorthy, G./ Zhou, L. (2006), S. 252, S. 257. Für die USA ist der Zusammenhang jedoch nicht statistisch signifikant.
Vgl. Gore, P./ Pope, P./ Singh, A. (2001). Gemessen wird die Bilanzpolitik über das Jones-Modell.
Vgl. Burgstahler, D./ Dichev, I. (1997).
Vgl. Hoitash, R./ Markelevich, A./ Barragato, C. A. (2005).
Vgl. Lai, K.-W. (2003), S. 22f.
Vgl. Leuz, C./ Nanda, D./ Wysocki, P. D. (2003), S. 509–511. Die Messung der Bilanzpolitik erfolgt über (1) die Relation der Standardabweichung von Jahresergebnis zu operativem Cashflow, (2) die Korrelation von Δ PA und Δ operativer Cashflow, (3) die Relation von absoluten Periodenabgrenzungen und OCF und (4) über das Ausmaß kleiner Gewinne und Verluste. Zuletzt wird ein Ranking aus allen Maßnahmen gebildet. Je höher der errechnete Wert, desto höher das Ausmaß betriebener Bilanzpolitik.
Vgl. Leuz, C./ Nanda, D./ Wysocki, P. D. (2003), S. 516. Dabei wird für jedes Land ein Index gebildet aus (1) der Unterscheidung Common und Code Law, (2) dem Umfang der Rechte von Investoren, (3) der Stärke der rechtlichen Durchsetzung, (4) der Bedeutung von Eigenkapitalmärkten, (5) der Eigentümerkonzentration und (6) dem Umfang der Veröffentlichung in Jahresabschlüssen. Deutschland liegt mit 62 Punkten im mittleren Bereich der Skala (von 36 (Portugal) bis 83 (Schweden)).
Vgl. Leuz, C./ Nanda, D./ Wysocki, P. D. (2003), S. 522.
Vgl. Franics, J. R./ Wang, D. (2006), S. 11f. In Ländern mit gutem Aktionärsschutz ist bei einer Prüfung durch BIG4-Gesellschaften die Wahrscheinlichkeit, kleine Verluste zu berichten, höher. Außerdem ist eine zeitnahe Abbildung von Verlusten im Abschluss zu erkennen, was als vorsichtige Bilanzierung gewertet werden kann. Des Weiteren ist der Umfang der diskretionären Periodenabgrenzungen bei einer BIG4-Prüfung in diesen Ländern geringer.
Vgl. Meuwissen, R./ Moers, F./ Peek, E./ Vanstraelen, A. (2004), S. 10, 13, 39f. DieErgebnisqualität wird unter anderem über die diskretionären Periodenabgrenzungen und die Korrelation der gesamten Periodenabgrenzungen und dem operativen Cashflow gemessen. Die Periodenabgrenzungen werden über das Modified-Jones-Model gemessen.
Liegt der ROA zwischen 0% und 1%, berichtet das Unternehmen kleine Gewinne, liegt die Veränderung des ROA zwischen 0% und 5% weist das Unternehmen kleine Ergebnissteigerungen aus. Vgl. Meuwissen, R./ Moers, F./ Peek, E./ Vanstraelen, A. (2004), S. 18.
Vgl. im Folgenden Kim, J.-B./ Chung, R./ Firth, M. (2003), S. 333, S. 342.
Vgl. Davis, L. R./ Soo, B./ Trompeter, G. (2000).
Vgl. Carey, P./ Simnet, R. (2006). Untersucht werden das Erreichen von Ergebniszielen, die Wahrscheinlichkeit ein Going-Concern-Testat zu erhalten und die Höhe außergewöhnlicher Working Capital Accruals. Die Autoren wählen das Jahr 1995 für ihre Untersuchung, da hier noch keine gesetzliche Rotationspflicht besteht.
Vgl. Johnson, V. E./ Khurana, I. K./ Reynolds, J. K. (2002). Maßstäbe für die Qualität der Berichterstattung sind der absolute Wert der diskretionären Periodenabgrenzungen (gemessen über das Modified-Jones-Model), sowie die Beziehung zwischen den Periodenabgrenzungen eines Jahres und den künftigen Ergebnissen. Das Jahr der Erstprüfung wird nicht betrachtet.
Vgl. Myers, J. N./ Myers, L. A./ Omer, T. C. (2003). Maßstab für die schlechte Ergebnisqualität ist eine hohe Bilanzpolitik, welche über die diskretionären Periodenabgrenzungen gemessen wird.
Vgl. Ghosh, A./ Moon, D. (2005). Die Ergebnisqualität wird über die Wahrnehmung der Investoren mit dem Earnings Response Coefficient, die Wahrnehmung der Ratingagenturen mit Ratings und die Wahrnehmung der Finanzanalysten über deren Ergebnisvorhersagen gemessen. US-amerikanische Unternehmen werden in den Jahren 1990 bis 2000 untersucht.
Vgl. auch im Folgenden Li, V./ Hay, D./ Knechel, R. (2003), S. 4 untersuchen die Unabhängigkeit in Neuseeland. Der Zusammenhang zwischen Prüfungs-und Nichtprüfungshonoraren ist positiv und wird über einen gleichzeitig hohen Prüfungs-und Beratungsaufwand erklärt.
Vgl. Sharma, D. S./ Sidhu, J. (2001), S. 611f. Bei finanziell schlecht stehenden Unternehmen steigt die Wahrscheinlichkeit eines eingeschränkten Going-Conern-Testates.
Vgl. DeFond, M. L./ Raghunandan, K./ Subramanyam, K. R. (2002).
Vgl. Raghunandan, K. (2003).
Rights and permissions
Copyright information
© 2008 Gabler | GWV Fachverlage GmbH, Wiesbaden
About this chapter
Cite this chapter
(2008). Ökonometrisches Modell zur Prüferunabhängigkeit und Bilanzpolitik. In: Abschlussprüfer und Bilanzpolitik der Mandanten. Gabler. https://doi.org/10.1007/978-3-8349-9790-6_8
Download citation
DOI: https://doi.org/10.1007/978-3-8349-9790-6_8
Publisher Name: Gabler
Print ISBN: 978-3-8349-1008-0
Online ISBN: 978-3-8349-9790-6
eBook Packages: Business and Economics (German Language)