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Zum Einfluss der Mandatsdauer des Abschlussprüfers auf die Prüfungsqualität

The impact of auditor tenure on audit quality

  • Forschung
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Zeitschrift für Betriebswirtschaft Aims and scope Submit manuscript

Zusammenfassung

Die Studie analysiert den Zusammenhang zwischen der Länge der Prüfer-Mandanten-Beziehung und der Prüfungsqualität. Motiviert wird die Untersuchung durch die Frage nach der Notwendigkeit für weitere regulatorische Maßnahmen zur Gewährleistung einer hohen Prüfungsqualität in Form einer Begrenzung der Mandatsdauer (externe Pflichtrotation). Als Maßstab für die Prüfungsqualität dient das Ausmaß an Bilanzpolitik im geprüften Konzernabschluss. Bilanzpolitik wird über den Gesamtbetrag an diskretionären Periodenabgrenzungen sowie über positive und negative diskretionäre Periodenabgrenzungen abgebildet. Multivariate Analysen, die auch den Einfluss weiterer Unternehmens- und Prüfercharakteristika kontrollieren, signalisieren mit zunehmender Mandatsdauer einen Rückgang an Bilanzpolitik. Dieses Ergebnis führt in dem Untersuchungskontext zu der Schlussfolgerung, dass sich eine Begrenzung der Mandatsdauer negativ auf die Prüfungsqualität auswirken würde.

Abstract

This study provides evidence on the relation between auditor tenure and audit quality. It is motivated by calls for mandatory auditor rotation, which are based on concerns that longer auditor tenure reduces auditor independence and thus audit quality. Earnings management is used as proxy for audit quality and is measured by absolute and signed performance-adjusted-Jones-model discretionary accruals. Multivariate analyses, controlling for additional firm and auditor characteristics indicate lower earnings management with longer auditor tenure. This result suggests that, in the current environment, mandatory limitations on the length of auditor-client-relationship would result in lower audit quality.

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Abb. 1

Notes

  1. In der deutschsprachigen Literatur wurde eine externe Pflichtrotation u. a. bereits von Luik im Jahr 1976 ausführlich diskutiert, vgl. Luik (1976). Vgl. für die anhaltende Diskussion Dörner und Oser (1995); Schmidt (1996); Böcking und Orth (1998); IDW (1998); Kleekämper et al. (2003); Niehus (2003); Quick (2004); Niehus (2008).

  2. Zu nennen sind hier u. a. Enron (2001) und Worldcom (2002) in den USA; Flowtex (2000), Comroad (2001) und Siemens (2006) in Deutschland; Ahold (2003) in den Niederlanden und Parmalat (2003) in Italien. Eine umfassende Diskussion zahlreicher Bilanzskandale legen Peemöller und Hofmann (2011) vor.

  3. Z. B. betrug die Mandatsdauer des Abschlussprüfers KPMG bei der Siemens AG vor Bekanntwerden des Unternehmensskandals im Jahr 2006 bereits 20 Jahre.

  4. Z. B. wurde in den USA 2002 mit dem SOX eine interne fünfjährige Rotation von prüfungsverantwortlichen Partnern eingeführt sowie die Erbringung bestimmter Beratungsleistungen durch den Abschlussprüfer verboten. In Deutschland untersagte der Gesetzgeber dem Abschlussprüfer folgende Beratungsleistungen: Bewertungsgutachten, interne Revision, Steuer- und Rechtsberatung, versicherungsmathematische Leistungen oder die Gestaltung und Implementierung von Finanzinformationssystemen. Zudem wurden u. a. Regelungen zur internen Pflichtrotation eingeführt und mit dem BilMoG verschärft und eine Veröffentlichungspflicht der Honorare des Abschlussprüfers im Anhang eingeführt.

  5. Siehe Europäische Kommission (2010, S. 13).

  6. So bereits die Begründung des KonTraG; vgl. BR.-Drs. 872/97, S. 74.

  7. Vgl. etwa Ruhnke im Rahmen einer Kommentierung des Regierungsentwurfs zum KonTraG; vgl. Ruhnke (2000, S. 91–92, 376–377).

  8. Zu nennen sind hier etwa die Stellungnahmen der FEE, vgl. FEE (2002, 2004a–e, 2010), die Stellungnahmen des IDW (1998, 2010), sowie u. a. die Beiträge in Fachzeitschriften von Luik (1976); Dörner und Oser (1995); Schmidt (1996); Böcking und Orth (1998); Kleekämper et al. (2003).

  9. Vgl. hierzu die empirischen Studien von Levinthal und Fichman (1988); Carcello und Neal (2000); Vanstraelen (2000); Geiger und Raghunandan (2002); Gómez-Aguilar et al. (2003); Choi und Doogar (2006); Knechel und Vanstraelen (2007); Jackson et al. (2008).

  10. Vgl. hierzu die empirischen Studien von St. Pierre und Anderson (1984); Stice (1991); Lys und Watts (1994); Raghunathan et al. (1994); Latham et al. (1998); Walker et al. (2001); Nashwa (2004).

  11. Vgl. hierzu die empirischen Ergebnisse von Deis und Giroux (1992); Deis und Giroux (1996); Gunny et al. (2007).

  12. Maijoor und Vanstraelen (2006) verglichen im Rahmen einer empirischen Studie das Ausmaß an Bilanzpolitik zwischen europäischen Ländern unter Zugrundelegung der Harmonisierung der Rechnungslegung und konnten hierüber die Abhängigkeit der Ergebnisse von spezifischen gesetzlichen Rahmenbedingungen einzelner Länder verdeutlichen.

  13. Empirische Untersuchungen zum earnings management haben Jones-Modellen, die in stärkerem Maße für die Performance kontrollieren, eine bessere Spezifikation und eine höhere Erklärungskraft zugewiesen als dem ursprünglichen bzw. dem modifizierten Jones-Modell. Als Gütemaße für die Spezifikation eines Modells gilt die Ausprägung des Fehlers 1. Art (das Modell identifiziert irrtümlicherweise Bilanzpolitik). Als Gütemaß für die Erklärungskraft eines Modells gilt der Fehler 2. Art (das Modell deckt Bilanzpolitik nicht hinreichend auf); vgl. hierzu die empirischen Befunde zur Schätzgenauigkeit einzelner Modelle von Dechow et al. (1995); Kang und Sivaramakrishnan (1995); Peasnell et al. (2000); Jones et al. (2008).

  14. Der gegenwärtige Cashflow wäre ein alternativer Indikator für die Unternehmensperformance. Eine Begründung für die weitläufige Verwendung des Jahresergebnisses als Maßgröße zur Beurteilung der Unternehmensperformance im Vergleich zum gegenwärtigen Cashflow ist in der Antizipation zukünftiger Ein- und Auszahlungen durch Periodenabgrenzungen zu sehen, wodurch die tatsächliche Unternehmenslage besser wiedergegeben werden kann. Zur Aussagekraft von Cashflow und Jahresergebnis vgl. die empirische Untersuchung von Dechow (1994).

  15. Vgl. Dopuch und Simunic (1982), Watts und Zimmerman (1986), Ewert (1990). Zu den Grundzügen der Prinzipal-Agenten-Theorie und den Arten von Informationsasymmetrien vgl. Ross (1973), Jensen und Meckling (1976), Arrow (1985), Herzig und Watrin (1995).

  16. Periodenabgrenzungen erfordern Vermutungen und Schätzungen über zukünftige Cashflows und unterliegen damit grundsätzlich einem Auslegungsspielraum des Managements. Darüber hinaus sind bilanzpolitische Maßnahmen, die an den Periodeabgrenzungen ansetzen, kostengünstiger als eine Beeinflussung des Cashflows.

  17. Die SEC hat auf eine mangelnde Überzeugungskraft von empirischen Studien verwiesen, die sich auf derartige Prüfungsfehler als Indikator für die Prüfungsqualität beziehen und für verallgemeinerbare Aussagen plädiert; vgl. SEC (2001, S. 16).

  18. Obwohl das generelle Vorhandensein von Fachwissen beim Prüfer sowie vorhandene Branchenkenntnisse bereits einen hohen Beitrag zur Gewährleistung einer hohen Prüfungsqualität liefern, sind mandantenspezifische Kenntnisse ein Faktor, der mit bedeutenden Lernkurveneffekten und erheblichen start-up Kosten verbunden ist; vgl. DeAngelo (1981a); Knapp (1991).

  19. Vgl. zu der langfristigen Konzentrationsentwicklung auf dem deutschen Prüfungsmarkt die empirische Studie von Möller und Höllbacher (2009), in der eine hohe und über einen Untersuchungszeitraum von 1997 bis 2007 ansteigende Konzentrationsrate nachgewiesen werden konnte. Einen Überblick über einschlägige Konzentrationsstudien zum deutschen Prüfungsmarkt legen zudem Quick und Sattler (2011, S. 65–66, 74–76), vor.

  20. Zahlreiche empirische Studien fanden heraus, dass ein Vertrauen auf die Arbeitspapiere des Vorjahres mit negativen Konsequenzen für die Urteilsbildung des Prüfers verbunden ist, vgl. etwa Joyce und Biddle (1981); Kinney und Uecker (1982); Lynch und Srull (1982); Burtler (1986); Wright (1988). Libby und Libby (1989) konnten nachweisen, dass Prüfer sogar eher auf ihre Erinnerungen aus Vorjahren vertrauen, als sich auf die letztjährigen Arbeitspapiere zu verlassen; zu ähnlichen Ergebnissen auch Sherif et al. (1973); Moeckel und Plumlee (1989).

  21. Vgl. Hoyle (1978).

  22. Ergebnisse einer Befragung von Prüfungspartnern zu den Aufgaben und Kompetenzen des Prüfungsausschusses in Deutschland bestätigen den Einfluss des Vorstandes auf die Vorauswahl des Abschlussprüfers sowie auf die Vereinbarung des Prüfungshonorars mit dem Abschlussprüfer, vgl. Koprivica (2009, S. 192, 229).

  23. Erbringt der Abschlussprüfer zusätzlich Beratungsleistungen beim Prüfungsmandanten, kann er aus der Beratungstätigkeit Synergieeffekte für die Prüfung nutzen, welche die Prüfungseffizienz erhöhen und die Quasi-Renten weiter steigern. Zum gemeinsamen Effekt zwischen der Mandatsdauer und dem Angebot von Beratungsleistungen auf die Unabhängigkeit vgl. die empirischen Ergebnisse von Gul et al. (2007).

  24. Vgl. hierzu die modelltheoretischen Ergebnisse von DeAngelo (1981a, b); Magee und Tseng (1990) sowie Arruñada und Paz-Arez (1997) und Stefani (2002).

  25. Der Zugriff auf die Datenbank erfolgte über den Sonderforschungsbereich 649 der Humboldt Universität Berlin.

  26. Daten aus Einzelabschlüssen wurden nicht erfasst, um Einflüsse steuerlich motivierter Bilanzpolitik auszublenden und den Fokus auf die Informationspolitik zu richten.

  27. Aufgrund von spezifischen Rechnungslegungsvorschriften weisen diese Unternehmen eine von Industrieunternehmen differierende Bilanzstruktur und demzufolge eine abweichende Beschaffenheit der Periodenabgrenzungen auf. Der Ausschluss dieser Unternehmen dient der Sicherstellung der Vergleichbarkeit der in der Stichprobe enthaltenen Unternehmen.

  28. Als Ausreißer wurden Wertausprägungen definiert, die mehr als die dreieinhalbfache Länge vom Quartil entfernt liegen.

  29. Auf eine Bezeichnung der Unternehmensindizes wurde aus Vereinfachungsgründen verzichtet.

  30. Der N.A.C.E.-Code ist das europäische Pendant zum US-amerikanischen SIC-Code und ermöglicht eine detaillierte bzw. homogene Brancheneinteilung, welche zur Erreichung einer möglichst hohen Schätzgenauigkeit des Modells erforderlich ist.

  31. Als prominentestes Beispiel lässt sich die Übernahme von Arthur Andersen durch Ernst & Young anführen.

  32. Die Handhabung entspricht der gängigen Vorgehensweise in der relevanten Forschungsliteratur, vgl. etwa die Studien von Myers et al. (2003, S. 784); Chen et al. (2008, S. 421); Davis et al. (2009, S. 523). Sofern Prüfer-Mandanten-Beziehungen über diesen Zeitraum hinaus andauern, ist die Mandatsdauer nach unten verzerrt.

  33. Die Definition eines Zeitintervalls von drei Jahren für die kurze Mandatsdauer begründet sich durch die vorliegenden internationalen Befunde, die während der ersten drei Jahren eine schlechtere Prüfungsqualität beim Abschlussprüfer nachweisen konnten.

  34. Die Definition des Zeitraums, ab dem ein bestehendes Auftragsverhältnis als lang klassifiziert wird, variiert in der internationalen Forschungsliteratur zwischen einer Spanne von fünf bis 15 Jahren. Die Entscheidung für die Definition einer Mandatsdauer von mehr als sieben Jahren als lang erfolgte vor dem Hintergrund der für Deutschland gültigen gesetzlichen Regelung zur internen Rotation. Die Verpflichtung zum Austausch der verantwortlichen Prüfungspartner nach Ablauf von sieben durchgeführten Jahresabschlussprüfungen bei einem Mandanten impliziert, dass der Gesetzgeber eine Gefährdung der Prüfungsqualität für länger andauernde Prüfer-Mandanten-Beziehungen vermutet.

  35. Durch die Verwendung der dichotomen Variable LONG werden darüber hinaus potenzielle Verzerrungen vermieden, die aus einer möglichen Unterbewertung der Mandatsdauer durch eine auf 19 Jahre begrenzte Zurückverfolgbarkeit der Daten resultieren können.

  36. Der ermittelte Wert ist mit den in aktuellen internationalen Studien vorliegenden Werten für die durchschnittliche Mandatsdauer vergleichbar. So konnten etwa Chen et al. (2008) für taiwanesische Unternehmen eine durchschnittliche Mandatsdauer von 6,8 Jahren feststellen; vgl. Chen et al. (2008, S. 424). Jackson et al. (2008) ermittelten für den US-amerikanischen Prüfungsmarkt eine durchschnittliche Mandatsdauer von 7,2 Jahren; vgl. Jackson et al. (2008, S. 427). Gul et al. (2007) konnten in den USA eine durchschnittliche Prüfer-Mandanten-Beziehung von 8,6 Jahren feststellen, vgl. Gul et al. (2007, S. 124). Davis et al. (2009) wiesen hingegen eine durchschnittliche Mandatsdauer von 11,5 Jahren für den US-amerikanischen Prüfungsmarkt nach; vgl. Davis et al. (2009, S. 530).

  37. Zimmermann (2008) konnte hingegen für eine Stichprobe von 102 in Deutschland börsennotierten Industrieunternehmen für das Berichtsjahr 2005 im Durchschnitt ergebniserhöhende Bilanzpolitik nachweisen; vgl. Zimmermann (2008, S. 182, 184).

  38. Die ermittelten Werte liegen leicht unterhalb der in der Forschungsliteratur zu findenden Wertausprägungen. Bspw. konnten Myers et al. (2003) für US-amerikanische Unternehmen einen absoluten Betrag an diskretionären Periodenabgrenzungen von durchschnittlich 8,82 % ermitteln; vgl. Myers et al. (2003, S. 786). Chen et al. (2008) gelangen für taiwanesische Unternehmen zu einem absoluten Betrag an diskretionären Periodenabgrenzungen von 7,28 %; vgl. Chen et al. (2008, S. 424).

  39. Auch in US-amerikanischen Studien zum earnings management konnte konsistent ein negativer durchschnittlicher Betrag an Periodenabgrenzungen festgestellt werden; vgl. etwa Thomas und Zhang (2000). Zu einem entsprechenden Ergebnis gelangte Zimmermann (2008) für Deutschland. Dieses Ergebnis ist auch bei Annahme des Kongruenzprinzips nicht ungewöhnlich, da der operative Cashflow nicht die Investitionen erfasst, wohingegen das Jahresergebnis um die Abschreibungen und damit die anteiligen Investitionsauszahlungen verringert ist.

  40. Wagner (2009) konnte mit einer Stichprobe von 449 deutschen Industrieunternehmen des amtlichen und geregelten Marktes für das Berichtsjahr 2005 ein vergleichbares Ergebnis erzielen. In der vom Autor betrachteten Stichprobe lag der Anteil an Abschlussprüfungen, die von einer Big 4-Prüfungsgesellschaft durchgeführt wurden, bei 60 %; vgl. Wagner (2009, S. 216, 218).

  41. Die Gruppierung der Beobachtungen in Portfolios ist einer Einteilung auf Basis der Mandatsdauer nach Jahren vorzuziehen, da in der Stichprobe die Anzahl an Beobachtungen mit sehr langer Mandatsdauer abnimmt. Eine auf den einzelnen Jahren der Mandatsdauer basierende Einteilung würde aufgrund der höheren Streuung der DA bei Unternehmensbeobachtungen mit langer Mandatsdauer zu unterschiedlich präzisen Schätzungen der Mittelwerte, Mediane und Perzentilwerte in der Stichprobe führen. Die Aggregation in annähernd gleichgroße Portfolios reduziert dieses Problem. Um annähernd gleichgroße Portfolios zu generieren wurde folgende Gruppierung vorgenommen: Portfolios 1 bis 5 entsprechen jeweils dem Jahr der Mandatsdauer; Portfolio 6 entspricht dem Jahr 6 und 7; Portfolio 7 beinhaltet die Jahre 8 und 9; Portfolio 8 entspricht dem Jahr 10; Portfolio 9 umfasst die Jahre 11 und 12 und Portfolio 10 die Jahre 13 bis 19.

  42. Zusätzlich zu dem Test auf Gruppenunterschiede wurde eine Korrelationsanalyse nach Pearson durchgeführt. Hinsichtlich der Variable │DA│ resultierte ein signifikant negativer Koeffizient für die Variable TENURE (β = − 0,185, p < 0,01) bzw. ein signifikant positiver Koeffizient für die Variable SHORT (β = 0,183, p < 0,01) und ein signifikant negativer Koeffizient für die Variable LONG (β = − 0,163, p < 0,01). Unter Verwendung der Variable DA+ bzw. DA- zeigt sich ebenfalls ein signifikant negativer bzw. positiver Koeffizient für die Variable TENURE (β = − 0,204, p < 0,01 bzw. β = 0,172, p < 0,01) sowie ein signifikant positiver bzw. negativer Koeffizient für die Variable SHORT (β = 0,237, p < 0,01 bzw. β = − 0,124, p < 0,01) und ein signifikant negativer bzw. positiver Koeffizient für die Variable LONG (β = − 0,172, p < 0,01 bzw. β = − 0,162, p < 0,01). Die Ergebnisse bestätigen damit einen Rückgang an Bilanzpolitik mit zunehmender Mandatsdauer.

  43. Vgl. hierzu etwa die Argumentation von Myers et al. (2003, S. 783); Chen et al. (2008, S. 421).

  44. So auch die Auffassung von Gul et al. (2009, S. 276, 280).

  45. Vgl. hierzu etwa Healy (1985); Gaver et al. (1995); Holthausen et al. (1995).

  46. Die in dieser Gruppe vorliegenden negativen diskretionären Periodenabgrenzungen können sowohl konservative Bilanzierung als auch teilweise andere Motive für bilanzpolitische Ergebnisverringerungen reflektieren. Daher ist die Aufmerksamkeit verstärkt auf das aus der Regression hervorgehende Vorzeichen für den Regressionskoeffizienten der Variable TENURE in der Teilstichprobe mit extremen Ausprägungen der pre-managed earnings zu richten.

  47. Eine entsprechende Differenzierung wählen auch Gul et al. (2009, S. 280).

  48. Zu quantitativen Regeln zur Bestimmung der materiality-Grenze vgl. etwa Quick (1996, S. 205–206).

  49. Im Rahmen von experimentellen Studien konnten Bates et al. (1982) sowie Kemp et al. (1983) nachweisen, dass Prüfer mit zunehmender Mandatsdauer eine ansteigende materiality-Grenze zugrunde legen.

  50. Vgl. etwa Dechow et al. (1995); McNichols (2000); Bartov et al. (2001); Ball und Shivakumar (2008).

  51. Vgl. hierzu etwa die formelle Herleitung von McNichols und Wilson (1988) sowie die Ergebnisse empirischer Studien, welche die Spezifikation und Erklärungskraft diverser Schätzmodelle zur Ermittlung diskretionärer Periodenabgrenzungen relativieren, vgl. etwa Dechow et al. (1995); Jones et al. (2008).

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Authors and Affiliations

  1. Fachgebiet Rechnungswesen, Controlling & Wirtschaftsprüfung, Technische Universität Darmstadt, Hochschulstrasse 1, 64289, Darmstadt, Deutschland

    Reiner Quick &  Daniela Wiemann

Authors
  1. Reiner Quick
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  2. Daniela Wiemann
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Quick, R., Wiemann, D. Zum Einfluss der Mandatsdauer des Abschlussprüfers auf die Prüfungsqualität. Z Betriebswirtsch 81, 915–943 (2011). https://doi.org/10.1007/s11573-011-0498-z

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