Magma topp logo Til forsiden Econa

Fortsatt manipulering av pensjonsforpliktelser?

figur-authorfigur-authorfigur-author

Sammendrag

Kinserdal (2006) påviste regnskapsmanipulasjon ved måling av pensjonsforpliktelser i årsregnskapene til børsnoterte foretak i Norge. I kjølvannet av dette utga Norsk Regnskapsstiftelse en veiledning for pensjonsforutsetninger («veiledningen»), noe som vi ikke har sett gjort i andre land. Spørsmålet er da om det nå forekommer mindre regnskapsmanipulasjon for pensjon enn tidligere? Og er endringene større i Norge enn i sammenliknbare land? Har veiledningen bidratt til det? I disse dager diskuteres det om veiledningen bør utgå. Derfor er artikkelen aktuell. Den er et innlegg i debatten om områder i regnskapet som er utsatt for regnskapsmanipulasjon, og om tiltak gir effekt eller ikke.

Studier fra andre land har ikke gitt entydige funn som viser at omfanget av regnskapsmanipulasjon generelt har blitt redusert i årene etter implementering av IFRS. For pensjonsforutsetningene finner vi derimot at det ikke lenger kan påvises regnskapsmanipulasjon i Norge.

Fortsatt manipulering av pensjonsforpliktelser?

1. Introduksjon

Kinserdal (2006) undersøkte i sin doktoravhandling forekomsten av regnskapsmanipulasjon (på engelsk betegnet earnings management) for ytelsesbaserte pensjoner i årsregnskapene for børsnoterte foretak i Norge. Analysen ble gjennomført for regnskapsårene 1994 og 2004. Funn fra avhandlingen ga en sterk indikasjon på at foretak med lavere egenkapitalandel fastsatte pensjonsforutsetninger som reduserte pensjonsforpliktelsen, i motsetning til foretak med en høyere egenkapitalandel.

Avhandlingen og seminarer og liknende i ettertid ga en del oppmerksomhet rundt regnskapsmanipulasjon av pensjonsforpliktelsene. Norsk Regnskapsstiftelse (NRS) utarbeidet derfor en veiledning for fastsettelse av pensjonsforutsetninger. Veiledningen skulle bevisstgjøre foretakene om hvordan pensjonsforutsetningene skulle fastsettes, og veiledningen oppdateres minst årlig med anbefalte forutsetninger. Med utgangspunkt i opprettelsen av denne veiledningen er det interessant å foreta en ny analyse for regnskapsåret 2013, det siste året da ikke-balanseførte pensjonsforpliktelser («korridoren») nok en gang måtte innregnes i balansen på grunn av endringer i pensjonsstandarden, IAS 19. Fjerning av korridoren skjedde også i 2004, da IFRS ble innført i Norge og pensjonsforpliktelsen ble innregnet fullt ut i balansen uten korridor. Motivet for å regnskapsmanipulasjon er derfor spesielt stort i de to årene 2004 og 2013, da pensjonsgjelden innregnes fullt ut: Foretak med lav egenkapitalandel før pensjonskorridoren skal innregnes, kan ha motiv for å velge pensjonsforutsetninger som gjør at pensjonsforpliktelsene blir lavest mulig. Formålet med artikkelen er først å undersøke om det er mindre tendens til regnskapsmanipulasjon i beregning av pensjonsforpliktelsen i 2013 enn i 2004. For å kunne kontrollere om det har skjedd en særnorsk reduksjon av regnskapsmanipulasjon i Norge med hensyn til pensjonsforpliktelsene, har vi foretatt følgende: Vi har sett på om regnskapsmanipulasjon generelt har avtatt etter at IFRS ble innført i EU og Norge. I tillegg har vi sett på om vi finner en tilsvarende endring i regnskapsmanipulasjon for pensjon i Sverige fra 2004 til 2013 som den vi antar har skjedd i Norge.

Vår analyse er basert på offentlig tilgjengelige regnskapsdata fra årsregnskaper. Undersøkelsen avgrenser seg til ytelsesbaserte pensjonsordninger («ytelsespensjon») i privat sektor, og omfatter kun børsnoterte foretak i Norge og Sverige. I tillegg har vi kun benyttet foretak med tilstrekkelige opplysninger om pensjonsforutsetninger i notene. Funnene fra analysen er ikke nødvendigvis representative for børsnoterte foretak i andre land.

Artikkelen gir først en kortfattet oversikt over hvordan ytelsespensjon blir beregnet i henhold til regnskapsreglene, og en beskrivelse av NRS sin veiledning for pensjonsforutsetninger. Dernest gjennomgås om regnskapsmanipulasjon generelt har blitt redusert i årene etter IFRS ble innført (etter 2004). Videre gjennomgår vi den empiriske analysen hvor hypotesene om en særnorsk nedgang i regnskapsmanipulasjon av pensjonsforutsetningene blir testet.

2. Beregning av pensjons­forpliktelser iht. IAS 19

Regnskapsreglene for pensjoner reguleres av IAS 19 innenfor International Financial Reporting Standard (IFRS). Fra og med 2004-regnskapstall 20 ble IFRS innført for børsnoterte foretak i EU og EØS, og dermed i Norge og Sverige. I artikkelen vil vi drøfte fastsettelsen av forutsetninger for pensjonsforpliktelsen, og vi fokuserer på beregningene i henhold til IAS 19 for foretak som har ytelsespensjoner. Ytelsespensjon betyr at foretaket garanterer et visst nivå på pensjonen i forhold til sluttlønnen på pensjoneringstidspunktet. Pensjonsforpliktelsene balanseføres i regnskapet til foretaket som har gitt pensjonsløftet. Dette gjøres på følgende måte: Først beregnes samlet pensjonsforpliktelse på pensjoneringstidspunktet, gitt en forventet lønnsvekst frem til det tidspunktet, gitt forventet levealder som pensjonist, og gitt forventet justering av folketrygden. På balansedagen avsettes nåverdien (ved bruk av en diskonteringsrente) av den opptjente andelen på balansedagen (si 50 prosent om den ansatte har arbeidet i 15 år av totalt 30 år som kreves for å få full pensjon). Avsetningen reduseres med faktorer – stort sett beregnet av aktuarer basert på statistikk – som dødelighet og uførhet før man blir pensjonist, og sannsynligheten for at den ansatte slutter i foretaket før pensjonsalderen (turnover). De finansielle forutsetningene som lønnsvekst, diskonteringsrente og g-regulering kan være mer skjønnsmessige og er derfor mer diskresjonære for ledelsen. Det er imidlertid krav om å opplyse om forutsetningene i note slik at de ligger åpent for kontroll fra regnskapsbrukernes side. Selv små endringer i forutsetninger kan ha vesentlig effekt på pensjonsforpliktelsen på grunn av at pensjonsordninger fastsettes for en lang tidshorisont (Kvifte mfl., 2006). Kinserdal (2006) valgte 2004 som et av årene for å teste antakelsen om regnskapsmanipulasjon fordi IFRS fra 2004 krevde at pensjonsforpliktelsene ble innregnet fullt ut første gang i balansen i regnskapene med egenkapitalvirkning. Dette ga insentiv for foretak med lav egenkapitalandel til å velge pensjonsforutsetninger som reduserte pensjonsforpliktelsene og tilsvarende økte egenkapitalen dersom pensjonsforpliktelsene var vesentlige. IAS 19 tillot at estimatavvik etter 2004 ikke ble innregnet og følgelig ikke belastet egenkapitalen. På grunn av lavere rente og lengre levealder økte pensjonsforpliktelsene vesentlig etter 2004, men siden dette var estimatavvik, hadde mange foretak etter hvert betydelige ikke-innregnede pensjonsforpliktelser («korridor») (Bernhoft & Hansen, 2014). IAS 19 innførte en ny revidert versjon av standarden for 2013. Det akkumulerte ikke-innregnede estimatavviket fra tidligere perioder måtte innregnes fullt ut i 2013. Den reviderte standarden medførte en vesentlig negativ reduksjon av egenkapitalen for mange foretak det året (Bernhoft & Hansen, 2014).

Norsk Regnskapsstiftelse har siden november 2006 minst årlig publisert en veiledning som inneholder beregningsforutsetninger for norske ytelsesbaserte pensjonsordninger etter IAS 19. Veiledningen tar utgangspunkt i et typisk norsk foretak med pensjonsordninger etter lov om foretakspensjon. Alle norske foretak er ikke nødvendigvis slik eksempelforetaket til NRS tilsier, ved at de for eksempel avviker fra gjennomsnittsalder eller gjennomsnittslønn. Foretaket er selv ansvarlige for valg av forutsetninger og kan derfor avvike fra anbefalingene satt av NRS. Det at revisorer, analytikere og andre brukere kan lese pensjonsforutsetningene i notene til regnskapet og sammenlikne dem med anbefalte pensjonsforutsetninger i veiledningen, fører trolig til at avvik fra veiledningen oppdages og må forklares. Modellen fraud triangle (Qi mfl., 2014) sier at hvis sjansene øker for å bli oppdaget, medfører det lavere tilbøyelighet til å prøve seg med regnskapsmanipulasjon (Cressy, 1953). Doktoravhandlingen til Kinserdal (2006) vakte medieomtale i etterkant, med reaksjoner og kritikk mot beregningsgrunnlaget av pensjonsforutsetninger. A priori skulle man derfor tro at veiledningen har medført mindre regnskapsmanipulasjon.

3. Har det generelt blitt mindre regnskapsmanipulasjon etter at IFRS ble innført?

Med earnings management (som vi har kalt regnskapsmanipulasjon på norsk) siktes til bevisst justering av tall og informasjon i finansregnskapet med det formål å villede brukere og interessenter om den faktiske økonomiske situasjonen i foretaket.

Pensjon er et komplekst regnskapsområde med flere valgmuligheter der enkelte pensjonsforutsetninger er basert på skjønn ved beregning av pensjonsforpliktelsen. Selv om pensjonsforutsetningene opplyses i noter i regnskapet, er det flere studier som påviser at brukerne ikke har klart å tolke opplysningene i notene i årsregnskapet korrekt (Kinserdal, 2006). Dette gir i utgangspunktet muligheter til å utøve regnskapsmanipulasjon innenfor regnskapsføring av pensjoner uten å bli oppdaget.

IFRS ble innført i EU og Norge i 2004 som en kompleks og omfattende reform. Etter hvert som IFRS, inklusive IAS 19-reglene om pensjon, har fått «satt seg» blant regnskapsprodusenter, revisorer og brukere, burde man anta at mulighetene for regnskapsmanipulasjon ble redusert (Barth mfl., 2008; Leone, 2010): Like etter implementering av IFRS ga kanskje manglende detaljkunnskap om IFRS økte manipulasjonsmuligheter fordi kontrollører og brukere ikke enda klarte å se fleksibiliteten ledelsen utøvde. Etter hvert som detaljkunnskapen økte, ble slike muligheter redusert. I tillegg har detaljregulering av de enkelte regnskapsreglene økt i årene etter at IFRS ble innført i EU.

Men Barth og medarbeidere nevner også hypoteser for at regnskapsmanipulasjon kan øke i årene etter innføring av IFRS: Etter hvert som ledelsen blir kjent med IFRS, finner ledelsen nye muligheter for manipulering uten å bli oppdaget. Innstrammingene og detaljeringen av IFRS-reglene over tid kan også føre til at ledelsen mener at regnskapene ikke gir et riktig uttrykk for realitetene dersom reglene følges for stramt. Ledelsen strekker derfor reglene så langt som mulig for å vise tall og forutsetninger de mener gir et bedre bilde (Leuz mfl., 2003).

Empirisk forskning viser derfor sterkt sprikende resultater for om innføring av IFRS i EU har medført mindre eller mer regnskapsmanipulasjon:

  • Cai og medarbeidere (2014) har en studie på tvers av 31 land, hvorav 14 land hadde implementert IFRS, hvor de påviser at regnskapsmanipulasjon avtok i årene etter (frem til 2009). For land hvor det ikke var store forskjeller mellom lokal GAAP og IFRS før implementeringen (som i Norge, jf. Nobes & Kvaal 2010), ble det derimot ikke påvist signifikant endring i regnskapsmanipulasjon i årene etter innføring.
  • Ahmed og medarbeidere (2013) finner økt regnskapsmanipulasjon (økt resultatutjevning, aggressiv bruk av avsetninger og mindre rett-tidig tapsføring) i perioden 2004 til 2007. Capkun og medarbeidere (2013) har tilsvarende funn. Callao og Jarne (2010) finner at diskresjonære avsetninger, som ofte brukes som et mål på grad av regnskapsmanipulasjon, økte i årene etter innføring av IFRS. Men konklusjonen er kun statistisk signifikant for tre av elleve land: Frankrike, Spania og Storbritannia med Nord-Irland.
  • Chen og medarbeidere (2010) finner mindre regnskapsmanipulasjon på noen områder som å møte analytikernes resultatforventning, men økt regnskapsmanipulasjon på områdene resultatutjevning og tidspunkt for større tapsføringer. Zeghal og medarbeidere (2012) har tilsvarende funn. Aubert og Grudnitski (2010) finner både økt og redusert regnskapsmanipulasjon på ulike delområder, og med svak signifikans.
  • For Sverige finner Paananen (2008) indikasjon på økt regnskapsmanipulasjon etter innføring, mens Aubert og Grudnitski (2011) finner mindre regnskapsmanipulasjon og økt kvalitet på avsetningene etter implementering. For Norge finner man ikke signifikante endringer (Capkun mfl., 2013).

Samlet viser empirien at man ikke kan konkludere entydig med at IFRS over tid skal ha medført mer eller mindre regnskapsmanipulasjon. Man kan derfor ikke på generell basis lage en hypotese der man antar at regnskapsmanipulasjonen ved fastsettelse av pensjonsforutsetninger har vært stabil, økt eller har blitt redusert i EU-land som ikke har hatt veiledning siden 2004, og så sammenlikne dette med resultatene i Norge, hvor veiledning er innført. Derfor er det nyttig med et sammenlikningsgrunnlag for pensjonsforutsetninger, her kalt en kontrollgruppe, når resultatene fra Norge skal vurderes.

Sverige er en god kontrollgruppe, da Sverige og Norge er nokså like: Børsnoterte foretak i både Norge og Sverige er underlagt å følge IFRS fra og med 2004-regnskapene. Kultur, utdanningsstruktur, lov­verk, rettshåndhevelse, politisk styresett og regnskapsreguleringer er ganske like (La Porta mfl., 1998; Leuz, 2010; Sinani mfl., 2008). Nobes (2013) antar en nokså lik praktisering av IFRS mellom Norge og Sverige. Alle de fire store revisjonsforetakene vi har intervjuet, forteller at det samarbeides, deles og avstemmes i IFRS-spørsmål på tvers av landegrensene i Norden. Man skulle derfor i utgangspunktet forvente at praktisering av valg av pensjonsforutsetninger og omfanget av earnings management var ganske likt i Norge og Sverige i 2004 og 2013. Norge har imidlertid innført veiledning for fastsettelse av pensjonsforutsetninger, mens en slik ikke finnes i Sverige. I Sverige foretok derimot forsikringsforetaket PRI den regnskapsmessige beregningen av pensjonsforpliktelsen og fastsatte de ulike forutsetningene for alle foretak i Sverige frem til 2004. 21 Da IFRS ble innført for børsnoterte foretak i regnskapsåret 2004, krevde IAS 19 at ledelsen i foretakene selv formelt sett skulle fastsette de finansielle forutsetningene. I 2004 valgte fremdeles PRI forutsetningene, beregnet pensjonsforpliktelsene og sendte beregningene til foretakene. Ifølge dem vi har intervjuet, ble disse (formelt sett forslag til) beregningene så å si aldri endret av ledelsen. Det kan derfor antas at beregningen av ytelsespensjoner i Sverige var så godt som sentralstyrt i 2004. PRI sluttet å foreta aktuarberegninger for børsnoterte foretak etter 2004, og de enkelte foretakene måtte selv finne nye aktuarselskaper som kunne foreta beregningene. Dette førte til at de største børsnoterte foretakene begynte å samles to ganger i året gjennom Näringslivets Redovisningsgrupp (NRG). På samlingene diskuteres det hvilken diskonteringsrente og lønnsvekst de anser som fornuftig i den kommende perioden. Våre intervjuobjekter sier at dette samarbeidet fører til nokså sammenfallende pensjonsforutsetninger. For de mellomstore og mindre foretakene opplyses at aktuarene har stor innvirkning på fastsettelsen av de finansielle pensjonsforutsetningene. Dette innebærer at foretakene får utarbeidet et forslag til valg av forutsetninger fra aktuarene som de fleste av foretakene velger å benytte seg av. Revisorer sjekker aktuarenes forslag til forutsetninger og vil reagere dersom de oppdager større avvik. Samlet sett er det derfor grunn til å anta at svenske foretaks pensjonsforutsetninger avviker kun i liten grad, at avvik oppdages lett, og at regnskapsmanipulasjon derfor sjelden kan påvises. Vi forventer derfor at det verken kan påvises regnskapsmanipulasjon i 2004 eller 2013 med hensyn til pensjonsforutsetningene blant børsnoterte foretak i Sverige.

4. Metode og data

4.1 Test av tre pensjonsforutsetninger som skal være like for like foretak

Kinserdal (2006) foretok en sammenlikning av forutsetningene som ble fastsatt av ledelsen blant børsnoterte foretak i Norge 2004. I doktoravhandlingen analyserte han kun de forutsetningene som er diskresjonære, men samtidig mer eller mindre foretaksuavhengige: diskonteringsrenten, lønnsveksten og g-regulering. Med andre ord er det ingen grunn til at to like foretak med hensyn til pensjon skal velge ulik diskonteringsrente, velge ulik lønnsvekst eller velge ulik g-regulering. Hvorfor kan disse tre forutsetningene klassifiseres som foretaksuavhengige?

Diskonteringsrente: Ifølge IAS 19.83 skal diskonteringsrenten fastsettes basert på markedsrenter på slutten av rapporteringsperioden. I 19.84 presiseres det at diskonteringsrenten er uavhengig av det enkelte foretaks spesifikke risiko. Dette tilsier at foretak med samme utbetalingsprofil og løpetid på forpliktelsene skal benytte den samme diskonteringsrenten. Gjennomsnittlig faktisk utbetalingsperiode vil variere noe mellom ulike foretak. Derfor kan diskonteringsrenten i teorien variere mellom foretak. Men siden rentekurven var så å si flat både i 2004 og 2013, skal diskonteringsrenten være så å si helt lik mellom ulike foretak.

Forventet lønnsvekst: Over tid kan ikke foretak ha en vesentlig ulik lønnsvekst fra konkurrentene eller samfunnet forøvrig. Ved avvikende lønnsvekst vil enten høye lønnskostnader gjøre foretaket mindre konkurransedyktig eller arbeidstokken utebli på grunn av for lav lønn. Selv om det er foretaket selv som fastsetter lønnen, vil den langsiktige lønnsveksten i foretaket derfor konvergere til den gjennomsnittlige lønnsveksten i landet. Dermed er det rimelig å legge til grunn at lønnsveksten over tid mer eller mindre er foretaks­uavhengig.

Forventet vekst i grunnbeløpet til folketrygden (g-regulering): Beregning av foretakets pensjonsforpliktelser etter IAS 19 reduseres med forventede ytelser i folketrygden, hvor forventet g-regulering inngår i regnestykket. G-regulering blir fastsatt av Stortinget i mai hvert år, og grunnbeløpet i folketrygden oppjusteres i takt med lønnsveksten i Norge. G-reguleringen er derfor foretaksuavhengig, og det bør forventes at den forventede reguleringen er lik for alle foretak.

Det er forholdet mellom de tre foretaksuavhengige pensjonsforutsetningene som er viktig for pensjonsforpliktelsenes størrelse: Beregnet pensjonsforpliktelse kan bli den samme dersom foretaket øker diskonteringsrenten og samtidig øker forventet lønnsvekst og g-reguleringen. Kinserdal (2006) konstruerte derfor følgende forenklede modell for beregning av pensjonsforpliktelsen for et foretak i henhold til IAS 19: K multiplisert med PAF, hvor PAF er en pensjonsforutsetningsfaktor som viser sammenhengen mellom diskonteringsrente, lønnsvekst og g-faktor, og K er alle de andre faktorene som inngår i beregningen av pensjonsforpliktelsen (se Kinserdal 2006 for nærmere begrunnelse og utregning). PAF er som følger:

Pensjonsforutsetningsfaktor (PAF)

figur

Formelen er konstruert av Kinserdal, hvor r = diskonteringsrente, s = forventet fremtidig lønnsvekst, g = forventet fremtidig regulering av folketrygdens grunnbeløp, y = andel av ytelsespensjonen dekket av folketrygden, og n = gjennomsnittlig antall år frem til oppgjør.

n i formelen er antall år til utbetaling, og y er andelen dekket av folketrygden (y) i Norge. Basert på analyser fra aktuarforetakene fant Kinserdal (2006) at n var tilnærmet 20 år, og y var tilnærmet 75 prosent. Vi har oppdatert analysene uten å finne vesentlige endringer. Sensitiviteten er også relativt liten ved endringer av n og y innenfor sannsynlige intervaller.

De svenske ytelsesordningene er nettobasert og uavhengig av folketrygdens ytelser. Dermed er det kun to foretaksuavhengige forutsetninger: diskonteringsrente og lønnsvekst. Vi kan derfor fjerne leddet figuri formelen over ved beregning av PAF for de svenske foretakene.

 

Dermed kan vi teste om foretak i Norge og Sverige med lav egenkapitalandel systematisk har valgt foretaksuavhengige pensjonsforutsetninger (målt ved PAF) som gir lavere pensjonsforpliktelser enn foretak med høyere egenkapitalandel.

4.2 Datainnsamling

Utvalget består av norske selskaper notert på Oslo Børs 22 og svenske selskaper notert på Stockholmsbörsen med ytelsesordninger. I Norge omfatter dette 165 selskaper i 2004 og 168 selskaper i 2013. Etter renvaskingen av datasettet hvor foretak med ufullstendige opplysninger eller ytelsespensjonsordninger primært i utlandet er utelatt, består det norske utvalget i 2004 av 122 børsnoterte selskaper og i 2013 av 86 selskaper. I Sverige består utvalget i 2004 av 51 selskaper av i alt 274 børsnoterte selskaper og i 2013 av 46 av i alt 270 børsnoterte selskaper. Foretak som kun hadde innskuddsordninger og ikke benyttet IFRS, samt en rekke foretak som ikke hadde opplyst om pensjonsforutsetningene (trolig med uvesentlige pensjonsforpliktelser), ble ekskludert fra utvalget. I tillegg er foretak som er pensjonsforsikret i Alecta 23 ekskludert, da Alecta selv setter pensjonsforutsetningene.

5. Empirisk analyse

5.1 Pensjonsforutsetninger og kombinert pensjonsforutsetningsfaktor (PAF) i 2013

For 2004 viste Kinserdal (2006) at det var betydelige forskjeller mellom PAF for de enkelt foretak, noe som sees i graf 1 under, hentet fra hans avhandling. NRS sin veiledning har fra da den kom ut, løpende gitt en beregnet PAF på omtrent 1. I 2004 hadde så å si alle foretakene en vesentlig lavere PAF enn 1. En PAF på for eksempel 0,6 gir omtrent 60 prosent av pensjonsforpliktelsene i forhold til å ha en PAF på 1. I 2004 var således pensjonsforpliktelsene som ble vist i regnskapene, mye lavere enn bruk av en veiledning ville ha vist. Samtidig var det var betydelig spredning mellom foretakenes pensjonsforutsetninger.

Graf 1 Kombinert pensjonsforutsetningsfaktor (PAF) for børsnoterte foretak i Norge i 2003 og 2004.

figur

122 foretak børsnotert på Oslo Børs i 2003 og 2004

For 2013 er situasjonen en helt annen: Tabell 1 viser de børsnoterte foretakenes pensjonsforutsetningene, NRS sin veiledning i 2013 og den kombinerte pensjonsforutsetningsfaktoren (PAF). Tabellen viser at foretakene i 2013 i gjennomsnitt og i medianen benytter seg av omtrent de samme forutsetningene som er fastsatt av NRS.

Tabell 1 Deskriptiv statistikk av pensjonsforutsetningene for norske børsnoterte foretak* i 2013.
År 2013GjennomsnittMedianVeiledning (januar)**
Diskonteringsrente 4,03 % 4,00 % 4,00 %
Lønnsvekst 3,64 % 3,75 % 3,75 %
G-regulering 3,51 % 3,50 % 3,50 %
Pensjonsforutsetningsfaktor (PAF)*** 1,0035 1,0670 1,0877

* Kilder: Basert på opplysningene i notene fra 86 norske børsnoterte foretak. Anbefalte forutsetninger i Veiledningen til NRS.

** I 2013 kom det og en veiledning i august som var nokså lik januarveiledningen. Vi har analysert også for augustveiledningen og kommer til samme konklusjoner.

*** PAF er multiplisert med 4 av pedagogiske årsaker for å få et tall nærmere 1.

* Kilder: Basert på opplysningene i notene fra 86 norske børsnoterte foretak. Anbefalte forutsetninger i Veiledningen til NRS.

** I 2013 kom det og en veiledning i august som var nokså lik januarveiledningen. Vi har analysert også for augustveiledningen og kommer til samme konklusjoner.

*** PAF er multiplisert med 4 av pedagogiske årsaker for å få et tall nærmere 1.

Det er likevel PAF for det enkelte foretak som er viktig for å finne ut av effekten på pensjonsforpliktelsen. Dette kan kontrolleres for ved å sammenlikne PAF for hvert foretak mot en PAF beregnet basert på forutsetningene til NRS. Graf 2 viser at de fleste foretakene har en PAF som er nokså lik anbefalingen, kun noen få foretak har vesentlig lavere eller vesentlig høyere PAF enn anbefalingen.

Graf 2 Avvik i pensjonsforutsetningene (PAF*) mellom foretaket og NRS sin veiledning i 2013.

figur

*PAF for hvert foretak i forhold til PAF basert på veiledningen fra NRS sin veiledning i år 2013. 86 foretak, rangert stigende.

For de svenske børsnoterte selskapene er det liten forskjell mellom PAF for de enkelte selskapene både i 2004 og i 2013, som ventet. I 2013 har kun tre foretak mer enn ti prosent avvik i PAF fra gjennomsnittlig PAF, i 2004 er det kun ett foretak som skiller seg vesentlig ut fra de andre. Dette tyder på liten grad av regnskapsmanipulasjon både i 2004 og i 2013.

5.2 Fortsatt indikasjon på regnskapsmanipulasjon i Norge i 2013?

Vi har testet sammenhengen mellom egenkapitalandelen og pensjonsforutsetningene (PAF) i 2013 og ser om det er systematiske sammenhenger. Metoden er den samme som Kinserdal (2006) benyttet for 2004-regnskaper. I tillegg har vi også sett på 2014 for å undersøke om 2013 resultatene var ikke-tilfeldige. Kun foretak med vesentlige brutto pensjonsforpliktelser (ikke fratrukket pensjonsmidler) (pension benefit obligations, PBO), definert av oss som foretak med pensjonsforpliktelser på mer enn fem prosent og tre prosent av totale balanseførte verdier (total kapital, TK), er inkludert. Begrunnelsen er at det bør antas at det er større tilbøyelighet til regnskapsmanipulasjon for pensjon der forpliktelsene er vesentlige for balansen, enn der de er ikke er vesentlige. Nivåene under tre prosent anses som uvesentlige. Det brukes en t-test for å teste en nullhypotese om at det ikke er en sammenheng mellom egenkapitalandelen og foretakenes PAF for 2013. Vi har testet at forutsetningen om homoskedastisitet i en minste kvadraters metode (OLS) med konstant varians er oppfylt, ved hjelp av en White-test (fem prosents signifikansnivå).

Tabell 2 Resultater fra regresjonsanalyse for utvalget i Norge 2014 og 2013.*
Norge20142013
 (1) PBO/TK = 5 %PAF(3) PBO/TK = 5 %PAF
EK % 0,171(0,73) 0,161(0,81)
_cons 1,093***(10,06) 0,952***(9,97)
N 19 19

t-verdi i parentes og *p < 0,05, **p < 0,01, ***p < 0,001

* Estimering av en lineær sammenheng mellom egenkapital i prosent av totalkapitalen og PAF for observasjoner med en PBO/TK på fem og tre prosent for henholdsvis 19 og 24 foretak i Norge i 2014 og 2013.

t-verdi i parentes og *p < 0,05, **p < 0,01, ***p < 0,001

* Estimering av en lineær sammenheng mellom egenkapital i prosent av totalkapitalen og PAF figurfor observasjoner med en PBO/TK på fem og tre prosent for henholdsvis 19 og 24 foretak i Norge i 2014 og 2013.

 

Fra regresjonen ovenfor i tabell 2 ser man at foretakene med en brutto pensjonsforpliktelse (PBO) av totalkapitalen på fem prosent eller høyere har et skjæringspunkt i 2013 på 0,952. Stigningstallet er på 0,161, som gir en svakt positiv korrelasjon mellom egenkapitalandelen og PAF. Sammenhengen kan tolkes på følgende måte: Dersom egenkapitalandelen øker med ett prosentpoeng, fører det til en økning i pensjonsforutsetningsfaktoren på 0,161 enheter. Resultatet fra regresjonen tilsier at vi ikke kan forkaste en nullhypotese om ingen sammenheng mellom egenkapitalandelen og PAF, til fordel for alternativhypotesen. Dette er fordi stigningstallet ikke er signifikant forskjellig fra null, selv ikke på et ti prosents signifikansnivå. Dette samsvarer med en tenkt horisontal og forholdsvis slak linje gjennom observasjonene fremstilt i graf 3.

Graf 3 Egenkapital i prosent av totalkapital sett i sammenheng med pensjonsforutsetningene (PAF*) i Norge i 2013.

figur

*PAF kalkulert per foretak ved bruk av forutsetningene hentet fra notene for norske børsnoterte foretak med ytelsespensjon i 2014.

Beregnet formel er Observasjonene gjelder for 19 foretak med PBO på fem prosent eller høyere av totalkapitalen.

 

Resultatet for 2013 viser at koeffisientene til egenkapitalen ikke har en signifikant innvirkning på pensjonsforpliktelsen. For 2013 finner vi dermed at det ikke lenger er noen indikasjoner på regnskapsmanipulasjon i utvalget. Heller ikke for 2014 er det slike indikasjoner. Resultatene står i motsetningen til hva Kinserdal (2006) fant for 2004.

5.3 Resultater Sverige

I likhet med Norge har vi testet for regnskapsmanipulasjon i Sverige både i 2004, 2013 og 2014. Spesielt interessant er året 2004, da det jo ble påvist regnskapsmanipulasjon i Norge. Som vi ser av graf 4 for 2004 ligger observasjonene tilnærmet på en rett linje, i motsetning til i Norge, som viste en stigende linje med økende egenkapitalandel. Observasjonene for 2013 og 2014 er og tilnærmet på en rett linje. Statistisk viser resultatene for 2004, 2013 og 2014 at vi ikke kan forkaste en nullhypotese om ingen sammenheng mellom egenkapitalandelen og PAF, til fordel for alternativhypotesen. Vi kan dermed ikke påvise regnskapsmanipulasjon med hensyn til pensjonsforutsetningene verken i 2004 eller 2013 i Sverige.

Graf 4 Egenkapital i prosent av totalkapitalen sett i sammenheng med pensjonsforutsetningene (PAF*) i Sverige i 2004.

figur

*PAF kalkulert per foretak ved bruk av forutsetningene hentet fra notene for norske børsnoterte foretak med ytelsespensjon i 2014.

Beregnet formel figurer Observasjonene gjelder for 24 foretak.

 

6. Konklusjon

Vår undersøkelse viser at sammenhengen mellom pensjonsforutsetningsfaktoren (PAF) og egenkapitalandelen har blitt vesentlig svekket fra 2004 til 2013 for børsnoterte foretak på Oslo Børs. Dette viser at det ikke lenger kan påvises regnskapsmanipulasjon for pensjonsforutsetninger i 2013 i Norge. Generelt kan det ikke påvises mindre regnskapsmanipulasjon i EU-land etter at IFRS ble innført. For Sverige kan det verken påvises regnskapsmanipulasjon av pensjonsforutsetningene i 2004 eler 2013, trolig på grunn av sterk sentralstyring i 2004 og utstrakt koordinering og felles enighet om forutsetninger i 2013. En sammenlikning av resultatene i Norge og Sverige kan indikere at opprettelsen av en «sentralstyrt» NRS-veiledning i Norge har medvirket til likere pensjonsforutsetninger mellom foretakene, og at det ikke lenger kan påvises regnskapsmanipulasjon. Skjerpet fokus og en felles NRS-veiledning i Norge gjør at analytikere og revisorer lettere kan oppdage avvik og unormale forutsetninger. Dette gjør det trolig vanskeligere for foretak å avvike i større grad fra veiledningen, og mulighetene for regnskapsmanipulasjon reduseres.

  • 20: Effekten av pensjonsforpliktelser mv. påvirket inngående balanse for 2004, i og med at sammenlikningstall for 2004 ble utarbeidet i samsvar med IFRS i 2005-regnskapet.
  • 21: PRI utfører fortsatt aktuarberegningene med standardiserte pensjonsforutsetninger for ikke-børsnoterte foretak som avlegger regnskap.
  • 22: Vi har ikke inkludert selskaper notert i Oslo Axcess. Det er selve morselskapet som er børsnotert, mens det er morselskapet med datterselskaper, altså konsernet, og tilhørende regnskaper som analyseres. I det følgende omtales derfor selskapene med datterselskaper som foretak.
  • 23: En rekke børsnoterte selskaper i 2004 forsikret ytelsesordningen gjennom et pensjonsforsikringsforetak som het Alecta. Dette innebar at foretakene kun innbetalte en forhåndsbestemt premie til Alecta og dermed overførte risikoen og regnskapsføringen av ytelsesordningen til forsikringsforetaket. Av den grunn har ikke disse foretakene tilgang til den nødvendige informasjonen om beregningen av selve pensjonsforpliktelsen, i henhold til IAS 19. Dette innebar at disse foretakene regnskapsførte ordningen som om det var en innskuddsordning. Dette systemet har vedvart i årene i ettertid og er også gjeldende for et flertall av de svenske børsnoterte foretakene i 2014 .
  • 24: Alle analyser er vist mer inngående i masteroppgaven til Ahlstrand og Stølen, 2017.
  • Ahlstrand, T.W., & Stølen, E.V. (2017). Har veiledning og medias søkelys medført mindre earnings management i pensjonsforutsetningene. Masterutredning NHH. Veileder Finn Kinserdal.
  • Ahmed, A.S., Neel, M., & Wang, D. (2013). Does mandatory adoption of IFRS improve accounting quality? Preliminary evidence. Contemporary Accounting Research, 30, 1344–1372.
  • Alecta (2017). Det här är Alecta. Hentet 10. juni 2017 fra Alecta: https://www.alecta.se/om-alecta/det-har-ar-alecta/det-har-ar-alecta/#vi-har-haft-ansvar-for-framtiden-sedan-1917
  • Aubert, F., & Grudnitski, G. (2011). The impact and importance of mandatory adoption of International Financial Reporting Standards in Europe. Journal of International Financial Management and Accounting, 22, 1–26.
  • Barth, E.M., Landsman, R.W., & Lang, H.M. (2008). International accounting standards and accounting quality. Journal of Accounting Research, 46(3), 467–498.
  • Barth, M., & Schipper, K. (2008). Financial Reporting Transparency. Journal of Accounting, Auditing & Finance, 23(2), 173–190.
  • Bergens Tidende (2006). Slik jukser børsforetakene. Hentet 5. mai 2017 fra: http://www.bt.no/nyheter/okonomi/Slik-jukser-borsforetakene-113508b.html
  • Bernhoft, A.-C., & Hansen, P.M. (2014). Et regnskapsregelverk i endring – hva, hvordan, når og hvorfor? Hentet 10. mai 2017 fra Magma, Econas tidsskrift for økonomi og ledelse: https://www.magma.no/et-regnskapsregelverk-i-endring-hva-hvordan-nar-og-hvorfor
  • Bø, E.E., Slemrod, J., & Thoresen, O.T. (2015).Taxes on the Internet: Deterrence effects of public disclosure. American Economic Journal: Economic Policy, 7(1), 36–62.
  • Bø, N.K., & Bernhoft, A.-C. (2014). IFRS i Norge: tema og bransjeartikler (7. utg.). Oslo: Ernst & Young.
  • Cai, L., Rahman, A., & Courtenay, S. (2008). The effect of IFRS and its enforcement on earnings management: An international comparison. New Zealand: School of Accountancy Massey University.
  • Callao, S., & Jarne, J.I. (2010). Have IFRS affected earnings management in the European Union? Accounting in Europe, 7, 159–189.
  • Capkun, V., Collins, D.W., & Jeanjean, T. (2013). The effect of IFRS adoption on earnings management (smoothing): a closer look at competing explanations. (Ikke publisert, men tilgjengelig på SSRN.)
  • Capkun, V., Collins, D., & Jeanjean, T. (2016, juli). The effect of IAS/IFRS adoption on earnings management (smoothing): A closer look at competing explanations. Journal of Accounting and Public Policy, 35(4), 352–394.
  • Chen, H., Tang, Q., Jiang, Y., & Lin, Z. (2010). The role of international financial reporting standards in accounting quality: evidence from the European Union. Journal of International Financial Management & Accounting, 21, 220–278.
  • Cressy, D.R. (1953). Other people’s money: A study in the social psychology of embezzlement. Michigan: Free Press.
  • Gottschalk, P. (22. november 2011). Hvem avslører hvitsnippforbrytere. Hentet 20. april 2017 fra BI Buiness Review: https://www.bi.no/forskning/business-review/articles/2011/11/Hvem-avslorer-hvitsnippforbrytere/
  • Healy, P., & Wahlen, J. (1999). A review of the earnings management literature and its implications for standard setting. Accounting Horizons, 13(4), 365–383.
  • Kinserdal, F. (2006). Accounting for and valuation of pensions in Norway: Earnings management and whether analysts detect it (PhD-avhandling). Bergen: Norwegian School of Economics and Business Administration.
  • Kvifte, S., Gjesdal, F., & Kvaal, E. (2006). Internasjonale regnskapsstandarder (1. utg.). Oslo: Cappelen Akademisk Forlag.
  • La Porta, R., Lopez-de-Silanes, F., & Shleifer, A. (2008). The Economic Consequences of Legal Origins. Journal of Economic Literature, 46(2), 285–332.
  • La Porta, R., Lopez-de-Silanes, F., Shleifer, A., & Vishny, R. (1998). Law and Finance. Journal of Political Economy, 106(6), 1113–1155.
  • Leuz, C. (2010, januar 1). Different approaches to corporate reporting regulation: How jurisdictions differ and why. Accounting and Business Research, 40(3), 229–256.
  • Leuz, C., & Verrecchia, R.E. (2000). The economic consequences of increased disclosure. Journal of Accounting Research, 38, 91–124.
  • Leuz, C., Nanda, D., & Wysocki, P. (2003). Earnings management and investor protection: an international comparison. Journal of Financial Economics, 69(3), 505–527.
  • Nobes, C. (2013). The continued survival of international differences under IFRS. Accounting and Business Research, 43(2), 83–111.
  • Nobes, C., & Kvaal, E. (2010). International differences in IFRS policy choice: A research note. Accounting and Business Research, 40(2), 173–187.
  • Nobes, C., & Kvaal, E. (2012). IFRS Policy Changes and the Continuation of National Patterns of IFRS Practice. European Accounting Review, 21(2), 343–371.
  • NRS (2014). Veiledning Pensjonsforutsetninger. Fastsettelse av forutsetninger for ytelsesbaserte pensjonsordninger etter IAS 19 og NRS 6. Oslo: Norsk Regnskapsstiftelse.
  • Paananen, M. (2008). The IFRS adoption’s effect on accounting quality in Sweden. (Ikke publisert, men tilgjengelig på SSRN.)
  • PRI. (2012). ITP i egen regi. Handbok. Stockholm: PRI Pensionsgaranti. Hentet 05.01.2018 fra https://www.pri.se/globalassets/global/broschyrer/pensionshandbok.pdf
  • Qi, B., Yang, R., & Tian, G. (2014). Can media deter management from manipulating earnings? Evidence from China. Review of Quantitative Finance and Accounting, 42(3), 571–597.
  • Rådet för finansiell rapportering (2015). UFR 10 Redovisning av pensionplan ITP-2 som finansieras genom försäkring i Alecta. Stockholm: Rådet för finansiell rapportering.
  • Sinani, E., Stafsudd, A., Thomsen, S., Edling, C., & Randøy, T. (2008). Corporate governance in Scandinavia: Comparing networks and formal institutions. European Management Review, 5(1), 27–40.
  • Veland, G., & Hippe, J. (2014). Utviklingstrekk, utfordringer og mulige utviklingsveier for det norske pensjonssystemet. Oslo: FAFO.
  • Verdensbanken (2007). World Bank Development Indicators. Hentet 30. april 2017 fra www.worldbank.org
  • Yu, F. (2008). Analyst coverage and earnings management. Journal of Financial Economics, 88(2), 245–271.
  • Zéghal, D., Sonda M., Chtourou, & Yosra M. Fourati (2012). The effect of mandatory adoption of IFRS on earnings quality: Evidence from the European Union. Journal of International Accounting Research, 11, 1–25.

© Econas Informasjonsservice AS, Rosenkrantz' gate 22 Postboks 1869 Vika N-0124 OSLO
E-post: post@econa.no.  Telefon: 22 82 80 00.  Org. nr 937 747 187. ISSN 1500-0788.

RSS