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Journal of Business Economics

Erschienen in:

01.10.2012 | Forschung

Einfluss der Mandatsdauer des Abschlussprüfers auf ergebniszielgrößenorientierte Bilanzpolitik

verfasst von: Prof. Dr. Reiner Quick, Dr. Daniela Wiemann

Erschienen in: Journal of Business Economics | Ausgabe 10/2012

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Zusammenfassung

Gegenstand der Studie ist eine empirische Analyse des Zusammenhangs zwischen der Länge der Prüfer-Mandanten-Beziehung und der Prüfungsqualität. Relevanz erlangt die Untersuchung durch den jüngst veröffentlichten Verordnungsvorschlag der Europäischen Kommission, in dem eine Begrenzung der Mandatsdauer (externe Pflichtrotation) als regulatorische Maßnahme zur Erhöhung der Prüfungsqualität des Abschlussprüfers gefordert wird. Die empirische Abbildung von Prüfungsqualität erfordert den Rückgriff auf Surrogate. Diese Studie verwendet die Häufigkeit, mit der Unternehmen kapitalmarktrelevante Zielgrößen des Jahresergebnisses über den Einsatz von Bilanzpolitik erreichen, als Maßstab für die Prüfungsqualität. Als Zielgrößen werden der Ausweis eines Jahresergebnisses von mindestens Null sowie das Vermeiden von Ergebnisrückgängen gegenüber dem Vorjahr untersucht. Multivariate Analysen zeigen, dass Unternehmen, deren Abschlussprüfer schon länger das Mandat betreut, vergleichsweise häufiger zielgrößenorientierte Bilanzpolitik durchsetzen können. Dieses Resultat führt in dem Untersuchungskontext zu der Schlussfolgerung, dass sich eine Begrenzung der Mandatsdauer positiv auf die Prüfungsqualität auswirken würde.

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Siehe EU Kommission (2011, S. 21).

Siehe EU Kommission (2010, S. 13).

Vgl. Johnson et al. (2002), Myers et al. (2003), Nagy (2005), Blouin et al. (2005), Choi und Doogar (2006), Gul et al. (2007, 2009), Chen et al. (2008), Davis et al. (2009), Jackson et al. (2008), Quick und Wiemann (2011), Wiemann (2011).

Vgl. Levinthal und Fichman (1988), Carcello und Neal (2000), Vanstraelen (2000), Geiger und Raghunandan (2002), Choi und Doogar (2006), Knechel und Vanstraelen (2007), Jackson et al. (2008), Goméz-Aguilar und Ruiz-Barbadillo (2009).

Vgl. 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).

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

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).

Vgl. hierzu u. a. die empirischen Befunde von Dechow et al. (1995), Kang und Sivaramakrishnan (1995), Peasnell et al. (2000), Alcarria Jaime und De Albornoz Noguer (2004).

Healy und Wahlen (1999) befürworteten bereits im Jahr 1999 die Verwendung der benchmark beating-Methode zum Nachweis von Bilanzpolitik aufgrund der problembehafteten Aufspaltung der Periodenabgrenzungen in einen nicht-diskretionären und diskretionären Anteil, vgl. Healy und Wahlen (1999, S. 379).

Darüber hinaus wurde das Erreichen eines prognostizierten Jahresergebnisses (Erfüllen von Analystenprognosen) untersucht, da dies in den USA eine dominante bilanzpolitische Zielgröße darstellt (Degeorge et al. 1999; Brown und Higgins 2001; Gore et al. 2002; Matsumoto 2002 sowie Abarbanell und Lehavy 2003). In dieser Studie begründete diese Zielgröße allerdings keinen signifikanten bilanzpolitischen Anreiz für Unternehmen. Bereits Glaum et al. (2004) stellten fest, dass dieser Anreiz in Deutschland im Vergleich zu den USA weniger stark ausgeprägt ist.

Für Deutschland untersucht bislang lediglich die Studie von Quick und Wiemann (2011) bzw. Wiemann (2011) den Einfluss der Mandatsdauer des Abschlussprüfers auf die Prüfungsqualität.

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.

Bowen et al. (1995) können diese Vorgehensweise im Rahmen einer empirischen Studie bestätigen.

Vgl. hierzu Kahneman und Tversky (1979, S. 277) sowie Tversky und Kahneman (1991, S. 1039).

Vgl. Dechow und Skinner (2000), SEC (1999).

Der Abschlussprüfer hat zwar gemäß § 321 Abs. 2 Satz 4 HGB sowie IDW PS 450 im Prüfungsbericht über aufgedeckte Sachverhaltsgestaltungen und deren Auswirkungen auf die Vermögens-, Finanz- und Ertragslage zu berichten, dennoch ist die Aufdeckung von sachverhaltsgestaltender Bilanzpolitik nicht als direkte Aufgabe des Abschlussprüfers anzusehen. Auch erweist sich deren Aufdeckung als schwierig, so dass hierüber allein kein Rückschluss auf die Prüfungsqualität möglich ist.

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).

Vgl. DeAngelo (1981a, b).

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).

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

Vgl. Brody und Moscove (1998, S. 34–35).

Zahlreiche empirische Studien fanden heraus, dass ein Vertrauen auf die Arbeitspapiere mit negativen Konsequenzen für die Urteilsbildung des Prüfers verbunden ist, vgl. etwa Joyce und Biddle (1981), Kiney 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 Arbeitspapiere des Vorjahres zu verlassen; zu ähnlichen Ergebnissen auch Sherif et al. (1973), Moeckel und Plumlee (1989).

Vgl. Hoyle (1978).

Vgl. Luik (1976, S. 237), Arruñada und Paz-Arez (1997).

Obwohl das generelle Vorhandensein von Fachwissen sowie vorhandene Branchenkenntnisse zu einer hohen Prüfungsqualität beitragen, sind mandantenspezifische Kenntnisse ein Faktor, der mit bedeutenden Lernkurveneffekten und erheblichen start-up Kosten verbunden ist, vgl. DeAngelo (1981a, b), Knapp (1991).

Vgl. Arruñada und Paz-Arez (1997).

Vgl. SEC (1999).

Vgl. etwa die Ergebnisse von Burgstahler und Dichev (1997) oder Degeorge et al. (1999).

Die zur Skalierung der Ergebnisgröße verwendete Variable hat einen nicht unbedeutenden Einfluss auf die Häufigkeitsverteilung. Eine Studie von Durtschi und Easton (2005) konnte Diskontinuitäten in der Häufigkeitsverteilung erst über eine Skalierung mit dem Marktwert des Eigenkapitals erzeugen. Die Begründung liegt in dem signifikanten Unterschied in der wertmäßigen Höhe des Deflators zwischen den Beobachtungen mit positiven (verhältnismäßig höherer Deflator) und negativen Jahresergebnis (verhältnismäßig niedriger Deflator). Die Verwendung der Bilanzsumme verzerrte das Ergebnis hingegen nicht.

Eine zu grobe Intervalleinteilung hat zur Folge, dass Beobachtungen mit höherer Wahrscheinlichkeit in das Intervall fallen, welches die hierin enthaltenen Unternehmen als Bilanzpolitikbetreiber identifiziert, obwohl diese keine Bilanzpolitik betrieben haben. Eine zu feine Intervalleinteilung gibt die Eigenschaften der Häufigkeitsverteilung hingegen nur unzureichend wieder.

Vgl. etwa Burgstahler und Dichev (1997, S. 103, 104), Dichev und Skinner (2001, S. 1108), Holland und Ramsay (2003, S. 48), Lindemann (2004, S. 266).

Zur formalen Herleitung der optimalen Intervallbreite siehe Silverman (1996, S. 40, 45–47).

Die Berechnung standardisierter Differenzen geht von der Annahme eines gleichmäßigen Verlaufs der Häufigkeitsverteilung in einer Situation ohne Anreize zu schwellenwertorientierter Bilanzpolitik aus. In diesem Fall entspräche die absolute Häufigkeit an Beobachtungen in einem Intervall dem Mittelwert der absoluten Häufigkeiten der beiden angrenzenden, gleichgroßen Intervalle. Die standardisierte Differenz ermittelt daraufhin die Höhe der Abweichungen von diesem Verlauf. Sie berechnet sich als die Differenz zwischen der beobachteten absoluten Häufigkeit an Beobachtungen und der erwarteten absoluten Häufigkeit an Beobachtungen in einem Intervall, skaliert mit der Standardabweichung dieser Differenz. Ohne bilanzpolitische Einflussnahme resultieren annähernd normalverteilte standardisierte Differenzen mit einem Mittelwert von Null und einer Standardabweichung von eins. Bei Vorlage schwellenwertorientierter Bilanzpolitik zeigt sich eine negative standardisierte Differenz für das Intervall links vom Schwellenwert und eine positive standardisierte Differenz für das Intervall rechts vom Schwellenwert.

Vgl. Wiemann (2011, S. 415–421).

Als prominentestes Beispiel lässt sich der Zusammenschluss von Arthur Andersen und Ernst & Young anführen.

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.

Die Definition eines Zeitintervalls von drei Jahren für die kurze Mandatsdauer begründet sich durch die vorliegenden internationalen Befunde (z. B. Johnson et al. 2002; Davis et al. 2009), die während der ersten drei Jahren eine schlechtere Prüfungsqualität beim Abschlussprüfer nachweisen konnten.

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 bei der Prüfung von kapitalmarktorientierten Unternehmen (§ 319a Abs. 1 Nr. 4 HGB). 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.

Durch die Verwendung der binären 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 könnten.

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

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

Aufgrund von spezifischen Rechnungslegungsvorschriften weisen diese Unternehmen eine von Industrieunternehmen differierende Bilanzstruktur auf. Ihr Ausschluss dient der Sicherstellung der Vergleichbarkeit der in der Stichprobe enthaltenen Unternehmen.

Als Ausreißer wurden Wertausprägungen definiert, die mehr als das Dreieinhalbfache vom Interquartilsabstand entfernt liegen.

Vgl. Wiemann (2011, S. 416–417).

Die berichteten Ergebnisse stellen einen Auszug aus der im Rahmen der Studie erstellten Korrelationsmatrix dar, welche auch die Korrelationen zwischen den erklärenden Variablen abbildet. Da die Befunde nicht auf Multikollinearität schließen ließen, erfolgt lediglich eine verkürzte Darstellung der bivariaten Zusammenhänge zwischen der abhängigen und den unabhängigen Variablen. Vgl. auch Wiemann (2011, S. 426, 436).

Vgl. hierzu auch Quick und Wiemann (2011) und Wiemann (2011).

Vgl. etwa Freedman-Diaconis (1981), Scott (1992), Silverman (1996), Holland (2004).

Vgl. Niehus (2008, S. 157).

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Titel: Einfluss der Mandatsdauer des Abschlussprüfers auf ergebniszielgrößenorientierte Bilanzpolitik
verfasst von: Prof. Dr. Reiner Quick
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Publikationsdatum: 01.10.2012
Verlag: SP Gabler Verlag
Erschienen in: Journal of Business Economics / Ausgabe 10/2012
Print ISSN: 0044-2372
Elektronische ISSN: 1861-8928
DOI: https://doi.org/10.1007/s11573-012-0618-4

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Manfred Bruhn/Heribert Meffert, Handbuch Dienstleistungsmarketing

Innovationstätigkeit und der Erfolg öffentlicher Organisationen: Erkenntnisse einer Panelstudie