Magma topp logo Til forsiden Econa

Verdirelevansen av norsk regnskapsinformasjon ved oppkjøp av unoterte selskaper

figur-authorfigur-authorfigur-author

Sammendrag

Denne artikkelen studerer verdirelevansen av regnskapsinformasjonen ved oppkjøp av unoterte selskaper. Dette er en problemstilling som har vært lite drøftet i internasjonal verdirelevansforskning, og så vidt vi vet, er denne studien den første i sitt slag på norske data. Verdirelevansstudier analyserer nytteverdien av regnskapsinformasjon ved verdsettelse av aksjer. Denne studien viser at regnskapsinformasjonen til unoterte aksjer er verdirelevant. Regnskapsresultat og bokført egenkapital har en signifikant statistisk sammenheng med transaksjonspriser ved oppkjøp av norske, unoterte aksjer.

1 Innledning

Innenfor verdirelevansforskningen ser man på statistiske sammenhenger mellom regnskapsinformasjon og markedsverdien av selskapers egenkapital. Verdirelevans er et mål på regnskapets nytteverdi sett fra et investorperspektiv (Beisland, 2012): Dess høyere verdirelevans, dess mer nyttig er regnskapsinformasjonen for verdsettelsesformål. Normalt har man kun informasjon om markedsverdien av selskaper når disse er børsnoterte. Verdirelevansforskningen består derfor så å si utelukkende av studier av børsnoterte selskaper. I denne artikkelen utvides dette forskningsområdet ved at vi analyserer hvor verdirelevant regnskapsinformasjonen er ved oppkjøp av norske selskaper utenfor Oslo Børs.

Regnskapets hovedformål er felles for både børsnoterte og unoterte selskaper. Verdirelevans er knyttet til det som betegnes som regnskapets beslutningsformål: Regnskapet skal danne grunnlag for kvalifiserte beslutninger, og beslutningen om å kjøpe eller selge et selskap er utvilsomt av de viktigste. Regnskapet har også andre formål, som gjerne oppsummeres i kontrollformålet. Dette formålet handler om å bruke regnskapet som et verktøy for kontroll og forvaltning av selskapet (se Kvifte & Johnsen, 2008, for nærmere beskrivelse av regnskapets formål).

Oversiktsartikler som oppsummerer verdirelevansstudier har konkludert med at regnskapet generelt er verdirelevant ved verdsettelse av selskaper notert på børs (se eksempelvis Kothari, 2001), og dette gjelder også etter at International Financial Reporting Standards (IFRS) ble innført som det dominerende regnskaps­språket internasjonalt (Devalle mfl., 2010). Regnskapet er imidlertid ikke utformet slik at bare investorer på børs skal få investeringsrelevant informasjon; regnskapet skal gi relevant informasjon ved kjøp og salg av selskaper også utenfor børsen. Dette er en tematikk som i svært liten grad har blitt undersøkt (et unntak er Hand, 2005), og forskningsspørsmålet i denne artikkelen er derfor om regnskapsinformasjonen er verdirelevant ved oppkjøp av norske, unoterte selskaper. Vi har begrenset undersøkelsen til oppkjøp i perioden 2000–2017 der transaksjonsverdien er kjent, og vi endte opp med 308 oppkjøp (hentet fra databasen Zephyr).

Det er ikke selvsagt at regnskapsinformasjonen til unoterte selskaper er verdirelevant selv om børsnoterte selskapers regnskapstall har signifikant samvariasjon med deres aksjepriser. Når det gjelder regnskapsresultat, vil dette kunne være lite relatert til aksjeverdi for relativt sett unge selskaper. Det er ikke urimelig å anta at unoterte selskaper ofte er yngre enn børsnoterte, og unge selskapers «bunnlinje» har typisk en svak relasjon til deres fremtidige verdiskaping, som aksjeverdiene baseres på. Videre er unoterte selskaper typisk mindre enn de børsnoterte. Mindre selskaper har normalt mer varierende regnskapsresultater, og slik resultatvolatilitet kan gjøre relasjonen mellom regnskapsresultat og aksjeverdi svak. Det er dessuten slik at små og unge selskaper relativt sett ofte verdsettes nesten utelukkende basert på fremtidige vekstantakelser – det som Damodaran (2012) kaller «assets not yet in place». Dette vil kunne gjøre at dagens nettoverdi på selskapet i regnskapsmessige termer, nemlig bokført verdi av egenkapitalen, har lav statistisk relasjon til den virkelige nettoverdien målt ved aksjeprisen. Vi konkluderer dermed innledningsvis med at det er et uavklart forskningsspørsmål om regnskapsresultat og bokført verdi av egenkapitalen er verdirelevante størrelser for unoterte aksjer, selv om disse to nøkkelstørrelsene i regnskapet i tidligere forskning tydelig er verdirelevante for børsnoterte aksjer.

Våre empiriske analyser viser imidlertid at både bokført egenkapital og regnskapsresultat har en positiv relasjon til transaksjonsverdien ved kjøp av norske, unoterte selskaper. Dette anser vi å være det viktigste funnet i vår studie. Vi gjør imidlertid også en sammenlignende studie av verdirelevansen av regnskapsresultatet og den bokførte egenkapitalen. I standard verdirelevansregresjoner finner vi at bokført egenkapital forklarer mer av transaksjonsverdiene enn regnskapsresultat, men dette funnet endres dersom det korrigeres for negative regnskapsresultat i analysen; da øker verdirelevansen av regnskapsresultat, mens den reduseres for bokført egenkapital. Korrigeringen fører også til at regnskapsinformasjonen generelt blir mer verdirelevant. Totalt sett viser analysene tydelig at regnskapsinformasjonen er verdirelevant ved oppkjøp av norske, unoterte selskaper. Rent praktisk antyder våre funn dessuten at balansen blir relativt sett viktigere når regnskapsresultatet er dårlig.

Vi anser dette som et viktig bidrag til verdirelevansforskningen. Mens vi har drøyt 200 børsnoterte selskaper i Norge, har vi om lag 565 000 virksomheter totalt i landet. 29 Målt i verdiskaping står de unoterte selskapene for langt mer av verdiskapingen i Norge enn de børsnoterte (Berzins & Bøhren, 2009). Det er utvilsomt ofte aktuelt å verdsette også de unoterte selskapene, og dette gjør etter vår mening verdirelevansen av deres regnskapsinformasjon til et viktig forskningsspørsmål. En naturlig oppfølging av vår studie vil være å undersøke om regnskapsinformasjonen til unoterte selskaper er mer eller mindre verdirelevant enn regnskapsinformasjonen til de børsnoterte. Denne problemstillingen drøftes kort mot slutten av artikkelen, men mer forskning behøves altså for å gi tydelige svar på dette spørsmålet.

2 Hypoteseutvikling

Ball & Brown (1968) regnes som de første til å studere statistiske relasjoner mellom kapitalmarkedet og finansiell regnskapsinformasjon (Kothari, 2001), og empirisk forskning på området blir generelt kalt for capital market-based accounting research (Beisland, 2009). Selve begrepet verdirelevans ble i henhold til Barth og medforfattere (2001) først anvendt i studien til Amir og medforfattere (1993), som sammenlignet regnskapets verdirelevans ved bruk av amerikanske regnskapsstandarder og andre nasjonale regnskapsstandarder. Det finnes mange ulike definisjoner av verdirelevans som begrep. Basert på ulike forslag til definisjoner konkluderer Beisland (2009) med at verdirelevans kan anses som evnen finansiell regnskapsinformasjon har til å fange opp og/eller til å oppsummere informasjon som bestemmer selskapets verdi.

For å måle verdirelevans ser man på den statistiske sammenhengen mellom regnskapsmessig informasjon og markedsverdier på selskaper. Økte statistiske sammenhenger tilsier høyere verdirelevans og at investorer i større grad bruker regnskapsinformasjon ved verdivurdering av selskaper. Verdirelevansforskning anses som en viktig bidragsyter når regnskapsstandarder skal utarbeides (Barth mfl., 2001). Det underliggende formålet med verdirelevansstudier kan sies å være nettopp det å bidra til at regnskapet føres på en slik måte at det har (stor) nytteverdi når investorer og analytikere skal verdsette selskaper. Det teoretiske grunnlaget for verdirelevansforskning er en kombinasjon av verdsettelsesteori og regnskapsteori (Beaver, 2002). Grunnlaget for all verdsettelse av aksjer er dividendemodellen, der egenkapitalverdien er lik nåverdien av fremtidig dividende. Ohlson (1995) viser at dividendemodellen kan reformuleres slik at egenkapitalverdien av et selskap er en funksjon av bokført egenkapital og forventet fremtidig regnskapsresultat.

Med basis i Ohlsons reformulering av utbyttemodellen til det som gjerne omtales som superprofittmodellen, viser en lang rekke studier gjennomført over flere tiår at både bokført egenkapital og regnskapsresultat er statistisk signifikante forklaringsvariabler for markedsverdien på aksjer (Beisland, 2009). Dette bekreftes også av studier av norske børsnoterte selskaper, for eksempel King og Langli (1997) og Gjerde og medforfattere (2011). Der er imidlertid studier som antyder at bokført egenkapital har økt sin verdirelevans på bekostning av regnskapsresultatet (for eksempel Francis & Schipper, 1999). Selv om begge disse bunnlinjemålene fra regnskapet synes å opprettholde sin statistisk signifikante relasjon til markedsverdien på aksjer, antyder flere studier at den økte verdirelevansen av balanseregnskapet er forsterket under balansefokuset til IFRS (for eksempel Beisland & Knivsflå, 2015). Man kan også merke seg at balansen og resultatregnskapet kan ha ulike roller i verdsettelsesprosessen. Eksempelvis viser Barth og medforfattere (1998) at bokført egenkapital blir relativt sett mer verdirelevant når selskaper sliter økonomisk, fordi denne verdien ofte er relativt lik likvidasjonsverdien av selskaper som går konkurs.

Med basis i at et stort antall studier viser en signifikant statistisk sammenheng mellom aksjeverdier og både bokført verdi av egenkapital og regnskapsmessig resultat, er det grunn til å forvente at de samme regnskapsvariablene vil være verdirelevante også for ikke-børsnoterte selskaper. Forskningen på ikke-børsnoterte selskaper er imidlertid nærmest ikke-eksisterende, med Hand (2005) som et hederlig unntak. Hand (2005) undersøker sammenhengen mellom regnskapsinformasjon og markedsverdien av selskaper i det amerikanske venturekapitalmarkedet. Studien finner at regnskapsinformasjonen er verdirelevant for selskaper som ikke er på børs, til tross for at venturemarkedet er svært ulikt med tanke på likviditet, modenhet og transaksjonskostnader.

Et argument for at både bokført egenkapital og regnskapsresultat vil være verdirelevante størrelser for ikke-noterte aksjer, er den hyppige bruken av multipler slik som pris-til-resultat (P/E) og pris-til-bok (P/B) ved verdsettelsen av denne typen selskaper (Petersen mfl., 2017). Ved bruk av slike multipler har investorene a priori definert regnskapsstørrelsene som drivere av virkelig verdi av egenkapitalen, og regnskapsinformasjonen blir per definisjon verdirelevant.

Med basis i ovenstående fremlegger vi våre to første hypoteser:

Hypotese 1A

Regnskapsresultatet vil være verdirelevant og ha en positiv relasjon til transaksjonsverdien på norske, unoterte selskaper.

Hypotese 1B

Bokført egenkapital vil være verdirelevant og ha en positiv relasjon til transaksjonsverdien på norske, unoterte selskaper.

Vi anser hypotesene 1A og 1B som selve kjernen i vår studie. Vi presenterer imidlertid også analyser av den relative verdirelevansen av henholdsvis regnskapsresultat og bokført egenkapital. I denne delen av studien er regnskapsresultatets fortegn av vesentlig betydning.

Hayn (1995) blant andre finner en klar forskjell i verdirelevansen av positive og negative regnskapsresultater (se også Francis & Schipper, 1999). For selskaper som rapporterer negative regnskapsresultat, finner hun ingen klar relasjon mellom aksjekurser og resultatet. Dette er på mange måter logisk: Dersom investorene hadde forventet at selskapene vil gå med underskudd over tid, ville de ha avviklet selskapene. Det at de fortsatt eksisterer, er en indikasjon på at investorene forventer positive resultater i fremtiden, og vi får dermed ingen statistisk relasjon mellom det gjeldende regnskapsresultatet og verdien på et selskap. Andelen negative regnskapsresultat i et utvalg vil redusere den totale verdirelevansen av regnskapsresultatet, til fordel for relevansen av bokført egenkapital (Barth mfl., 1998).

Nye, unge selskaper leverer ofte negative resultater. På bakgrunn av funnene til Hayn (1995) betyr dette at man kan anta at regnskapsresultat har en lavere verdirelevans enn bokført egenkapital på utvalg bestående av unge selskaper. Vi forventer at selskaper som omsettes utenfor børs, ofte er relativt unge selskaper, og fremsetter derfor følgende hypotese:

Hypotese 1C

Bokført egenkapital vil være mer verdirelevant enn regnskapsresultatet.

Beisland & Hamberg (2013) er én av flere studier som analyserer hvilken effekt det har å korrigere for negative regnskapsresultater i verdirelevansstudier. Dette kan gjøres på flere måter. Én måte er å anvende en regresjonsmodell der regresjonskoeffisienten til regnskapsresultatet vil være avhengig av om fortegnet på resultatet er positivt eller negativt. En slik korrigering fører typisk til at modellens forklaringskraft øker. Årsaken er at modellen åpner for en høyere regresjonskoeffisient for positive regnskapsresultater enn for de negative, i stedet for å «påtvinge» en helt lik relasjon mellom aksjepriser og resultat uavhengig av sistnevntes fortegn. Også når det gjelder korrigering for negative regnskapsresultater, er tidligere studier utført på børsnoterte selskaper, men vi vil forvente at korrigeringen gir økt verdirelevans av regnskapsresultatet til unoterte selskaper også.

Uten korrigering vil bokført egenkapital «fange opp» det meste av regnskapets verdirelevans for selskaper med negative regnskapsresultater. Det vises igjen til studien av Barth og medforfattere (1998), som dokumenterer at verdirelevansen av bokført egenkapital styrker seg på bekostning av verdirelevansen av regnskapsresultatet ved negative resultat. Når negative resultater gis anledning til å ha en lav (typisk null-) statistisk sammenheng med aksjeprisen, blir verdirelevansmålingen riktigere: Regnskapsresultat blir en viktigere og mer signifikant forklaringsvariabel, mens den relative betydningen av bokført egenkapital forventes å gå ned.

På bakgrunn av ovenstående blir de to siste hypotesene:

Hypotese 2A

Ved korrigering for negative regnskapsresultater øker regnskapsresultatets verdirelevans.

Hypotese 2B

Ved korrigering for negative regnskapsresultater reduseres verdirelevansen av bokført egenkapital.

Korrigering for negative resultater vil normalt gi en mer korrekt spesifisering av den statistiske sammenhengen mellom aksjeverdier og regnskapstall, og dermed øke den totale forklaringskraften til regresjonsmodellen. Det er derfor mulig at både verdirelevansen av regnskapsresultatet og verdirelevansen av bokført egenkapital vil øke som følge av korrigeringen. Selv om vi forventer at en mer korrekt spesifisering av regresjonsmodellen i tillegg vil føre til en relativ forskyvning i verdirelevansen fra bokført egenkapital til regnskapsresultat, kan vi ikke utelukke at resultatene under testing av hypotese 2B vil være motsatt av det vi foreslår.

Det understrekes avslutningsvis at selskapsspesifikke karakteristika kan påvirke regnskapenes verdirelevans. Stort innslag av engangsposter i resultatregnskapet kan eksempelvis redusere regnskapsresultatets verdirelevans. Stort innslag av immaterielle eiendeler som etter gjeldende regnskapsregler ikke skal balanseføres, kan redusere verdirelevansen av bokført egenkapital. Andre faktorer kan også være relevante (se f.eks. Francis & Schipper, 1999, for en mer komplett diskusjon av denne tematikken). I vår studie ønsker vi å analysere verdirelevansen av regnskapsinformasjon slik den er rapportert, og vi gjør således ingen forsøk på å kontrollere for selskapsspesifikke karakteristika i analysen.

3 Metode og datasett

Ohlsons (1995) superprofittmodell viser at virkelig verdi av egenkapitalen er lik bokført verdi av egenkapitalen pluss nåverdien av såkalt superprofitt, som er forskjellen mellom faktisk regnskapsmessig resultat og det resultatet man ville fått dersom det akkurat tilfredsstilte avkastningskravet (Penman, 2013). Modellen sier altså at aksjepriser er en funksjon av bokført egenkapital og regnskapsresultat og utgjør basis for den såkalte prismodellen som anvendes hyppig i verdirelevansforskningen:

figur (1A)

der P er transaksjonspris (aksjepris). Earn er regnskapsresultat, og BVE er bokført verdi av egenkapitalen fra finansregnskapet til selskapet som er kjøpt opp. Denne regresjonsmodellen blir referert til som prismodell 1 i denne studien. Vi anvender sist rapporterte regnskapstall i studien, og de vil da være fra året forut for transaksjonsåret. Det poengteres for ordens skyld at verdirelevansen av regnskapet til det overtakende selskapet ikke analyseres i denne studien.

Hypotese 1A er at regresjonskoeffisient β1 vil være positiv og statistisk signifikant, mens hypotese 1B sier at regresjonskoeffisient β2 vil være positiv og statistisk signifikant.

For å teste hypotese 1C deler vi prismodellen opp og isolerer hver av forklaringsvariablene. Dette gjør det mulig å teste hver av variablenes inkrementelle forklaringskraft. Dette er en metode brukt i mange verdirelevansstudier, blant annet av Collins og medforfattere (1997). Modellene blir som følger:

figur (1B)

figur (1C)

Den totale forklaringskraften til modell 1A er gitt ved R2Tot1. Denne dekomponeres videre inn i tre deler: Den inkrementelle forklaringskraften til regnskapsresultatet (R2Earn1), den inkrementelle forklaringskraften til bokført egenkapital (R2BVE1) og forklaringskraften som er felles for begge variablene (R2Com1). Sistnevnte tar hensyn til at variablene i noen grad kan fungere som substitutter for hverandre. Vårt søkelys er imidlertid rettet mot den inkrementelle (unike) forklaringskraften til henholdsvis regnskapsresultat og bokført egenkapital, siden vi ønsker å studere hvilke av disse variablene som isolert sett gir mest verdirelevant informasjon. Matematisk kan de nevnte størrelser uttrykkes som:

figur

figur

figur

R og R er forklaringskraften til henholdsvis modell 1B og 1C. Hypotese 1C er at R > R

For å teste hypotesen om negative regnskapsresultater bruker vi en modifisert prismodell der koeffisienten til negative regnskapsresultater blir korrigert ved bruk av en dummyvariabel. Bruk av dummyvariabler for negative regnskapsresultater kan gjøres på ulike måter, og Beisland & Hamberg (2013) er et eksempel på en studie som bruker denne typen metodikk. Dummyvariabelen (NEG) tar verdien 1 for observasjoner med negative regnskapsresultater og verdien 0 for observasjoner med positive regnskapsresultater. I denne justerte prismodellen multipliseres dummyvariabelen med regnskapsresultatet, og dette integrasjonsleddet gir en ekstra forklaringsvariabel. Metodikken tillater at helningen på resultatets koeffisient kan være forskjellig for regnskapsresultater med ulikt fortegn. Modellen, omtalt som prismodell 2, blir da:

figur (2A)

Som i prismodell 1 ønsker vi å dekomponere den totale forklaringskraften – R – i tre deler for å se på den inkrementelle forklaringskraften til regnskapsresultatet korrigert for negative verdier. For å gjøre dette defineres to nye modeller:

figur (2B)

figur (2C)

Den inkrementelle forklaringskraften til regnskapsresultatet samlet (Earn og NEGEarn) er gitt ved R og R for regnskapsmessig egenkapital. Forklaringskraften som er felles for begge, er gitt ved R Det vises som:

figur

figur

figur

R og R er forklaringskraften til henholdsvis modell 2B og 2C. Hypotese 2A sier at R > R mens forventningen under hypotese 2B er at R > R2BVE2A.

Vi har hentet transaksjonsverdier fra Zephyr som mål på virkelig verdi av egenkapital. Zephyr, publisert av Bureau van Dijk – A Moody’s Analytics Company, er en transaksjonsdatabase over selskaper i flere land, blant annet Norge. Den inneholder informasjon om oppkjøp, børsnoteringer, aktive eierfond og venturekapital. Som et minimum inkluderer databasen alle offentliggjorte oppkjøp samt oppkjøp overstigende 1 million euro (omregnet til lokal valuta). 30 Vårt utvalg består av transaksjoner fra 2000–2017. Oppkjøp som ikke hadde en kjent transaksjonsverdi, ble valgt vekk. I tillegg måtte det overdragende selskapet være lokalisert i Norge. Om det overtakende selskapet er fra Norge eller utlandet, er irrelevant, ettersom vi har begrenset undersøkelsen til regnskapsinformasjonens verdirelevans for norske selskaper som blir kjøpt opp. Vi har kun sett på oppkjøp av hele selskaper. Derfor velges kun observasjoner der 90 prosent eller mer av aksjene kjøpes. Som tidligere nevnt benyttes regnskapstall fra året forut for oppkjøpsåret i analysene, da dette vil være regnskapsinformasjonen som formelt sett er kjent på transaksjonstidspunktet. Vi kan ikke utelukke at oppkjøper har fått tilgang til regnskapsinformasjon produsert i oppkjøpsåret, men dette endrer ikke det faktum at vi ser på verdirelevansen til sist rapporterte finansregnskap i vår studie.

Vi har hentet regnskapstallene fra Proff Forvalt. Regnskapene er utarbeidet i henhold til norske regnskapsregler (ikke IFRS). I tillegg har vi hentet antall aksjer før transaksjonen ble gjennomført. Antall aksjer varierte ekstremt, og flere selskaper hadde kun én eller veldig få aksjer. Dette skaper skalautfordringer som vi returnerer til senere.

Dersom oppkjøpt selskap var mor i et konsern, hentet vi konsernregnskapet, ettersom datterselskapene da også vil være med «på kjøpet». Noen selskaper måtte fjernes fordi regnskapstallene manglet i databasen. I tillegg har vi tatt ut kjøp av konkursbo, fordi verdsettelsen her typisk vil være annerledes enn ved fortsatt drift (normalt vil konkursbo verdsettes som summen av verdiene til de enkelte eiendelene). Noen transaksjoner inneholdt kjøp av flere selskaper. For å finne en mest mulig presis henførbar transaksjonsverdi til hvert av selskapene har vi brukt selskapenes driftsinntekter som fordelingsnøkkel. Dette gjelder kun et fåtall av observasjonene.

Totalt antall observasjoner i utvalget endte på 320. Vi finner imidlertid flere ekstremverdier i datasettet som burde utelates. Det finnes ulike metoder for å identifisere og fjerne verdiene. Det finnes enkle tilnærminger som å fjerne øverste og nederste prosentil av observasjonene for hver variabel. Det kan også gjøres statistiske kalkulasjoner for å teste for hvilke observasjoner som har stor innflytelse. Cooks distance og difference in fits er eksempler på dette (Cook, 1977), og det er disse kriteriene vi har anvendt i denne studien. Grenseverdiene for Cooks distance er 0,0125 og 0,225 for difference in fits. Dette innebærer at tolv observasjoner slettes, og utvalget ender med 308 observasjoner. Deskriptiv statistikk for transaksjonspris, bokført verdi av egenkapital og regnskapsresultat er vist i tabell 1. Siden hypotese 2 er knyttet til regnskapsresultatets fortegn, viser vi separat deskriptiv statistikk for observasjoner med negative og positive regnskapsresultater (se panel B og C)

Tabell 1 Deskriptiv statistikk. Panel A. Hele utvalget.
GjennomsnittQ1MedianQ3St. avvikMin.Maks.SkjevhetKurtoseAnt. obs.
P 280 28719 52562 000228 013611 7262006 570 0005,2443,45308
Earn 8 242–252 3148 68757 531–537 376595 3201,0464,06308
BVE 58 0632 2818 51556 693143 887–466 7591 407 6064,6735,73308
Panel B. Kun selskaper med negative regnskapsresultater.
GjennomsnittQ1MedianQ3St. avvikMin,Maks.SkjevhetKurtoseAnt. obs.
P 218 2759 67449 836203 706448 9002002 587 3803,6217,4378
Earn –20 969–11 450–2 868–47966 656–537 376–2–6,3748,0778
BVE 41 2905185 36433 162131 019–466 759813 6232,4019,9078
Panel C. Kun selskaper med positive regnskapsresultater.
GjennomsnittQ1MedianQ3St. avvikMin.Maks.SkjevhetKurtoseAnt. obs.
P 301 31722 50067 500230 027657 3874206 570 0005,2341,92230
Earn 18 1491 3624 21510 87850 5380595 3207,4477,27230
BVE 63 7522 83810 38957 269147 835–11 2231 407 6065,1938,37230

Tabellbeskrivelse: Tabellen presenterer deskriptiv statistikk for variablene transaksjonspris (P), regnskapsresultat (Earn) og bokført egenkapital (BVE). Alle tall (med unntak av skjevhet, kurtose og antall observasjoner) er oppgitt i 1 000. Panel A oppsummerer hele utvalget, mens Panel B og C viser delutvalg for selskaper med henholdsvis negativt og positivt regnskapsresultat.

Vi legger i panel A merke til at fordelingen av pris og bokført egenkapital er klart høyreskjev. Det er ikke overraskende at noen transaksjoner er vesentlig større enn det typiske nivået. Eksempelvis er den høyeste observasjonen på variabelen pris 6,57 milliarder, der medianen er på 62 millioner. Vi kan også legge merke til at selskapene med negativt regnskapsresultat er mindre enn de med positivt resultat (i gjennomsnitt). Dette er som forventet.

Totalt sett viser tabell 1 at Zephyr-databasen fanger opp forholdsvis store transaksjoner. Fra et forskningsmessig ståsted er det positivt at informasjon som tidligere ikke har vært lett tilgjengelig, er offentliggjort via en database. Det understrekes likevel at majoriteten av oppkjøpene vi studerer, jevnt over trolig er større enn det typiske oppkjøp av unoterte aksjer i Norge. Vi tar derfor forbehold om at resultatene som presenteres i denne artikkelen, ikke nødvendigvis kan overføres til de minste foretakene i norsk økonomi.

Tabell 2 Deskriptiv statistikk – Pearson-korrelasjoner.
PEarnBVE
P 1
Earn 0,601
BVE 0,690,451

Tabellbeskrivelse: Tabellen presenterer korrelasjonskoeffisienter mellom den avhengige variabel transaksjonspris (P) og de to uavhengige variablene regnskapsresultat (Earn) og bokført egenkapital (BVE). Alle korrelasjonskoeffisientene er signifikante ved en tosidig test med et signifikansnivå på 1 prosent.

Korrelasjonskoeffisienter er vist i tabell 2. Korrelasjonen er positiv mellom alle variablene. Dette støtter opp under vår hypotese 1A og 1B om at regnskapsresultat og bokført egenkapital har en positiv relasjon til transaksjonsverdien. Bokført egenkapital har en korrelasjon på 0,69 med transaksjonsverdien, mens regnskapsresultat har en korrelasjonskoeffisient på 0,6. Dette vil si at transaksjonsverdien korrelerer mer med bokført egenkapital, som samsvarer med vår hypotese 1C. Vi avventer imidlertid den multivariate analysen før vi trekker endelige konklusjoner.

Som sagt er en av de mest brukte verdsettelsesmetodene av unoterte selskaper relativ verdsettelse (Titman & Martin, 2014). Dette er metoden som vanligvis er minst tidkrevende. Det vil derfor være interessant å se på multippelverdiene for transaksjonene i vårt utvalg. Det vil ikke være logisk å se på multippelverdien til selskaper med negativt regnskapsresultat, bokført egenkapital, EBITDA eller selskapsverdi, så disse utelates fra statistikken. Tabell 3 oppsummerer multiplene.

Tabell 3 Deskriptiv statistikk – multippelverdier.
GjennomsnittQ1MedianQ3St. avvikMin.Maks.SkjevhetKurtoseAnt. obs.
P/B 50,812,565,5211,45452,620,016 295,9812,28156,71289
P/E 150,938,2113,2626,981 280,751,4519 000,0014,08206,81229
EV/EBITDA 102,987,2512,2127,39747,021,6011 552,6514,45220,89252

Tabellbeskrivelse: I tabellen gis det en oversikt over multiplene pris / bokført egenkapital (P/B), pris / regnskapsresultat (P/E) og total selskapsverdi / EBITDA (EV/EBITDA). Kun positive multipler er inkludert.

Vi ser at for vårt datasett er medianen til pris-til-regnskapsmessig egenkapital (P/B) på 5,52. Gjennomsnittet er 50,81, og vi har en skjevhet i utvalget på 12,28. Konsistent med Beisland & Knivsflå (2015) velger vi å fokusere på medianverdier grunnet denne skjevfordelingen. Dette vil si at et typisk selskap i vårt utvalg omsettes for nesten seks ganger bokført egenkapital. For pris-til-resultat (P/E) får vi en median på 13,26. Dette vil si at selskapene typisk omsettes for omtrent 13 ganger regnskapsresultatet. Medianen for EV/EBITDA-multippelen – en mye brukt multippel spesielt for ventureselskaper – er på 12,21.

4 Empiriske analyser av verdirelevans

Vi starter analysen med å presentere funnene fra prismodell 1 og tolker disse i lys av hypotesene 1A, 1B og 1C. Tabell 4 gir en oversikt over resultatene fra regresjonen.

Tabell 4 Verdirelevans – prismodell 1. Panel A. Prismodell 1A.
Modellβ1 (Earn)β2 (BVE)R2Tot1R2Earn1R2BVE1R2Com1Ant. obs.
Prismodell 1A3,88***2,22***57,43 %10,53 %21,64 %25,26 %308
Panel B. Prismodell 1B og 1C.
Modellγ1 (Earn)γ2 (BVE)R21BR21CAnt. obs
Prismodell 1B6,38***35,79 %308
Prismodell 1C2,92***46,9 %308

Tabellbeskrivelse: Tabellen gir en oversikt over verdirelevansen av regnskapsresultat (Earn) og bokført egenkapital (BVE). figur og figur er regresjons­koeffisienter. I panel A er R2Tot1 den totale forklaringskraften. R2Earn1 og R2BVE1 angir den inkrementelle forklaringskraften til henholdsvis regnskapsresultat og bokført egenkapital. R2Com1 er forklaringskraften som er felles for de to variablene. Panel B viser prismodell 1 ved kun én uavhengig variabel, henholdsvis regnskapsresultat og bokført egenkapital og modellenes forklaringskraft. Antall stjerner indikerer signifikansnivå på 1 % = ***, 5 % = ** og 10 % = * ved tosidig t-test og bruk av robuste standardavvik.

Koeffisienten til regnskapsresultatet har en verdi på 3,88. Dette vil si at en økning i regnskapsresultatet på 1 krone i gjennomsnitt fører til en økning i transaksjonsverdien på 3,88 kroner. Bokført egenkapital har en koeffisient på 2,22, noe som tilsier at transaksjonsverdien er litt mindre sensitiv for endringer i bokført egenkapital enn det regnskapsresultatet er. Dette er typisk et resultat av en størrelseseffekt mellom resultat og bokført egenkapital. Bokført egenkapital er ofte mye høyere enn regnskapsresultat, som resulterer i en høyere koeffisient for regnskapsresultatet. Dersom bokført egenkapital utelates fra modellen, som i prismodell 1B, øker regresjonskoeffisienten til 6,38 for regnskapsresultatet. Dette vil si at transaksjonsverdien er mer sensitiv for regnskapsresultatet når dette er den eneste forklaringsvariabelen. Det samme gjelder for bokført egenkapital dersom dette er den eneste forklaringsvariabelen. Her øker regresjonskoeffisienten fra 2,22 til 2,92. Begge koeffisientene er signifikante på 1-prosentnivå uavhengig av om de blir brukt alene til å forklare transaksjonsverdien, eller om de blir brukt sammen.

R2Tot1 er på 57,43 prosent. Dette vil si at regnskaps­resultatet og bokført egenkapital forklarer 57,43 prosent av variasjonen i transaksjonsverdiene. Ser vi på inkrementell forklaringskraft, forklarer regnskapsresultatet 10,53 prosent av variasjonen, mens bokført egenkapital forklarer 21,64 prosent. R2Com1 er på 25,26 prosent, noe som betyr at variablene i noen grad overlapper hverandre.

Relaterer vi funnene til hypotese 1A og 1B, finner vi altså at regnskapsresultat og bokført egenkapital til sammen har en forklaringskraft på 57,43 prosent. Dette forteller oss at over halvparten av variasjonen i transaksjonsverdien kan forklares av de to regnskapsvariablene. I tillegg er begge regresjonskoeffisientene positive og signifikante på 1-prosentnivå. Dette gir oss støtte for både hypotese 1A og 1B, og vi konkluderer med at regnskapsinformasjonen er verdirelevant ved oppkjøp av norske, unoterte selskaper. Resultatene viser altså at regnskapsinformasjonen gir beslutningsrelevant informasjon også for norske, unoterte selskaper.

For hypotese 1C ser vi at den inkrementelle forklaringskraften til regnskapsresultatet er mindre enn for bokført egenkapital – et resultat som samsvarer med vår hypoteseutvikling. Det finnes imidlertid ingen etablert, standard økonometrisk metode for å teste om forskjeller i R2 er statistisk signifikante. Dermed kan vi formelt sett ikke forkaste nullhypotesen om at bokført egenkapital ikke er mer verdirelevant enn regnskapsresultatet. Vi kan likevel si at den tallmessig betydelige forskjellen i inkrementell verdirelevans for bokført egenkapital og regnskapsresultat gir støtte til vår hypotese om at bokført egenkapital er mer verdirelevant enn regnskapsresultatet.

I prismodell 2 korrigerer vi for negative regnskapsresultater for å se om dette kan ha en påvirkning på variablenes sensitivitet og forklaringskraft. Prismodell 2 er grunnlaget for å teste hypotese 2A og 2B. Resultatene fra denne modellen oppsummeres i panel A i tabell 5.

Tabell 5 Verdirelevans – prismodell 2. Panel A. NEG multiplisert med regnskapsresultat.
β'1 (Earn)β'2 (BVE)β'3 (NEGEarn)R2Tot2AR2Earn2AR2BVE2AR2Com2AAnt. obs.
8,22***1,22***–8,38***66,33 %19,25 %4,33 %42,75 %308
Panel B. NEG multiplisert med regnskapsresultat og bokført egenkapital.
β''1 (Earn)β''2 (BVE)β''3 (NEGEarn)β''4(NEGBVE)R2Tot2XR2Earn2XR2BVE2XR2Com2XAnt. obs.
8,15***1,25**–8,35***–0,0866,22 %14,67 %4,22 %47,33 %308

Tabellbeskrivelse: I tabellen gis det en oversikt over verdirelevansen av regnskapsresultat (Earn) og bokført egenkapital (BVE) når det brukes en dummyvariabel for negative regnskapsresultater i regresjonsanalysen. Dummyvariabelen er 0 ved positive resultater og 1 ved negative. Dummy­variabelen multipliseres med regnskapsresultatet (panel A og B) og bokført egenkapital (panel B). β’ og β’’er regresjonskoeffisienter. I panel A angir R2Earn2A og R2BVE2A den inkrementelle forklaringskraften til henholdsvis regnskapsresultat og bokført egenkapital, mens R2Com2A er forklaringskraften felles for alle variablene. R2Tot2A er den totale forklaringskraften. I panel B angir R2Earn2X og R2BVE2X den inkrementelle forklaringskraften til henholdsvis regnskapsresultat og bokført egenkapital, mens R2Com2X er forklaringskraften felles for alle variablene. R2Tot2X er den totale forklaringskraften. Antall stjerner indikerer et signifikansnivå på 1 % = ***, 5 % = ** og 10 % = * ved tosidig t-test og bruk av robuste standardavvik.

Regresjonskoeffisientene i panel A, β´1, β´2 og β´3 er alle statistisk signifikante på 1-prosentsnivå. Sammenlignet med β2 i prismodell 1 ser vi at sensitiviteten til bokført egenkapital har blitt redusert fra 2,22 til 1,22 når det blir korrigert for negative regnskapsresultater. β´1 har økt betraktelig fra 3,88 til 8,22, som vil si at transaksjonsverdiens sensitivitet for regnskapsresultatet har økt sammenlignet med β1 i prismodell 1. Ser vi på β´3, koeffisienten for det negative regnskapsresultatet, er denne så å si lik β´1 – bare med negativt fortegn. Det vil si at β´1 utlignes ved observasjoner med negative resultater. Dette betyr at negative resultater ikke har noen statistisk relasjon til transaksjonsverdien.

Den totale forklaringskraften i panel A har økt fra 57,43 prosent i prismodell 1 til 66,33 prosent i prismodell 2. Dette betyr at regnskapsinformasjonen totalt sett har blitt mer verdirelevant når vi korrigerer for negative regnskapsresultater. Den inkrementelle forklaringskraften til resultatet øker med 8,72 prosentpoeng i prismodell 2. Den inkrementelle forklaringskraften til bokført egenkapital har blitt redusert betraktelig, fra 21,64 prosent til 4,33 prosent. Når det korrigeres for negativ bunnlinje, fremstår resultatet som den mest verdirelevante regnskapsvariabelen. R2Com2A er relativt høy, 42,75 prosent, som er en stor andel av den totale forklaringskraften på 66,33 prosent. Den høye felles forklaringskraften gjør funnene noe vanskelige å fortolke ettersom variablene i stor grad overlapper hverandre, mens de hver for seg forklarer relativt lite.

I panel B presenterer vi en tilleggsanalyse der vi tillater at helningen på koeffisienten til bokført egenkapital også er ulik for observasjoner med negative regnskapsresultater. Her ser vi at koeffisienten β´´4 ikke er signifikant. Ingen av de øvrige regresjonskoeffisientene endrer seg nevneverdig. Den inkrementelle forklaringskraften til egenkapitalen gjør heller ingen store utslag og holder seg stabilt på cirka fire prosent. Variabelen NEGBVE tilfører altså ikke noe nytt til modellen.

Igjen har står vi overfor problemet med manglende formelle tester for om endringer og forskjeller i R2 er statistisk signifikante. Vi velger likevel å konkludere med at tabell 5 totalt sett gir solid støtte til hypotese 2A og 2B. Mens den inkrementelle forklaringskraften for egenkapitalen rent tallmessig var mer enn dobbelt så stor som den inkrementelle forklaringskraften til regnskapsresultatet i tabell 4, er den inkrementelle forklaringskraften til regnskapsresultatet mer enn fire ganger så høy som den inkrementelle forklaringskraften til bokført egenkapital i tabell 5. Dette er en klar indikasjon på at korrigering for negative regnskapsresultater øker deres verdirelevans, mens verdirelevansen til bokført egenkapital går ned. Endringen i regresjonskoeffisienter peker i samme retning: Regnskapsresultatets koeffisient går opp, og egenkapitalens koeffisient går ned, i tabell 5 sammenlignet med tabell 4.

Tabell 6 Robusthetstest 1 – logaritmiske verdier.
λ1 (lnEarn)λ2 (lnBVE)R2TotR1R2EarnR1R2BVER1R2ComR1Ant. obs.
0,40***0,42***65,13 %11,67 %11,55 %41,91 %225

Tabellbeskrivelse: Tabellen gir en oversikt over verdirelevansen av den logaritmiske verdien av regnskapsresultat (Earn) og den logaritmiske verdien av bokført egenkapital (BVE). Den avhengige variabelen, Pris, er også på logaritmisk form. λ er regresjonskoeffisienter. R2TotR1 angir modellens totale forklaringskraft. R2EarnR1 og R2BVER1 angir den inkrementelle forklaringskraften til henholdsvis regnskapsresultat og bokført egenkapital på logaritmisk form. R2ComR1 er forklaringskraften som er felles for de to variablene. Antall stjerner indikerer signifikansnivå på 1 % = ***, 5 % = ** og 10 % = * ved tosidig t-test og bruk av robuste standardavvik.

I verdirelevansforskningen er skalaproblemer velkjent. Skalaproblemer oppstår fordi antall aksjer per selskap er meget ulikt og ofte ikke en funksjon av selskapsstørrelse. Dermed blir verdien representert ved hver aksje svært forskjellig for de enkelte selskapene (se ytterligere beskrivelser i Beisland, 2009). Skalaproblemene er enda mer markert i vår studie enn i studier av børsnoterte selskaper. Fordi noen selskaper kun bestod av én aksje, valgte vi å bruke totalverdier i analysen. Vi har utført en rekke tilleggsanalyser for å sjekke hvor robuste de presenterte konklusjonene er. Tilleggsanalysene støtter hovedkonklusjonene i artikkelen. Plasshensyn gjør at vi ikke kan gå i detalj, men disse testene inkluderer logaritmiske regresjoner (Hand, 2005), regresjoner hvor variablene er deflatert med totale eiendeler (Basu, 1997), og regresjoner hvor totale eiendeler inngår som en ekstra forklaringsvariabel (Barth & Kallapur, 1996). Resultatene fra de logaritmiske regresjonene er presentert i tabell 6. Både regnskapsresultat og bokført egenkapital er verdirelevant. Regnskapsresultatet er relativt sett mer verdirelevant enn bokført egenkapital sammenlignet med resultatene i tabell 4.

5 Konklusjon

Det finnes en lang rekke artikler som viser at regnskapsinformasjon er verdirelevant ved verdsettelse av aksjer, også i Norge. Tidligere studier har benyttet børsverdier i analysene, og man har i liten grad analysert verdirelevansen for unoterte aksjer. Denne studien bruker transaksjonspriser ved oppkjøp av unoterte aksjer og viser at regnskapsinformasjonen er verdirelevant også for ikke-børsnoterte selskaper. Et interessant forskningsspørsmål for fremtiden er om ikke-børsnoterte aksjer har mer eller mindre verdirelevant regnskapsinformasjon enn noterte aksjer. Skal dette spørsmålet besvares vitenskapelig, må man ha sammenlignbare datasett med hensyn til eksempelvis tidsperiode, regnskapsspråk og bransje. Vi konkluderer likevel denne studien med å sammenligne våre resultater med resultatene fra andre studier. Nøkkeltall fra verdirelevansstudiene er oppsummert i tabell 7.

Tabell 7 Verdirelevans – sammenligning med andre studier.
ForfatterePeriodeLandSkaleringR2TotR2EarnReg. koeffisient EarnR2BVEReg. koeffisient BVE
Vår studie2000–2017NorgeIngen57,43 %10,53 %3,8821,64 %2,22
Gjerde, Knivsflå & Sættem1965–2004NorgePer aksje55,3 %4,1 %2,7318,8 %0,54
King & Langli1982–1996NorgePer aksje

64,6 %

59,1 %*

0,9 %

5,6 %*

6,26

4,44*

24,1 %

27,7 %*

1,46

1,12*

King & Langli1982–1996StorbritanniaPer aksje

66,2 %

71,8 %*

22 %

15,5 %*

10,43

8,05*

10,8 %

13,7 %*

0,93

0,98*

King & Langli1982–1996TysklandPer aksje

40,2 %

42,8 %*

4,6 %

12,9 %*

0,99

4,46*

38,1 %

21,6 %*

1,84

1,59*

Beisland & Hamberg1983–2004SverigePer aksje54,1 %*1,9*1,22*
Collins, Maydew & Weiss1953–1993USAPer aksje53,6 %7 %3,418,1 %0,54
Francis & Schipper1952–1994USAPer aksje62 %*6,7*0,25*

Tabellbeskrivelse: Tabellen gir en oversikt over ulike studier der prismodell 1 er brukt. Periode angir hvilke år utvalget er fra. Skalering angir om variablene er skalert ned, og med hva, for å korrigere for skalaeffekter. R2Tot angir hele modellens forklaringskraft, R2Earn og R2BVE angir den inkrementelle forklaringskraften til henholdsvis regnskapsresultat og bokført egenkapital. Ingen stjerner indikerer at regresjonen er gjort for hele utvalget, altså alle årene samlet. Stjerne (*) indikerer at verdiene er et gjennomsnitt av årlige regresjoner.

Tabell 7 starter med studien til Gjerde og medforfattere (2011) – den mest omfattende norske verdirelevansstudien som er publisert. King og Langlis (1998) studie er interessant fordi den sammenligner verdirelevansen i Norge, Tyskland og Storbritannia. Vi tar videre med en studie fra vårt naboland Sverige (Beisland & Hamberg, 2013), før vi avslutter med noen klassiske amerikanske studier. Det mest påfallende er hvor lite våre resultater avviker fra de øvrige studiene, ikke minst når vi ser på total forklaringskraft. Det poengteres dog at de omtalte skalaproblemene gjør at forklaringskraft ikke er direkte sammenlignbart mellom studiene. Det vi også kan legge merke til, er at vår studie har en høyere regresjonskoeffisient for bokført egenkapital enn de øvrige studiene. Dette kan være et signal om at regnskapsførselen er mer konservativ for unoterte aksjer, for eksempel fordi immaterielle eiendeler sjeldnere bokføres. Det er også mulig at denne regresjonskoeffisienten fanger opp det Damodaran (2012) kaller «assets not yet in place»: Unoterte selskaper kan være yngre, mindre modne og ha et større vekstpotensial enn noterte selskaper. Det understrekes imidlertid at denne sammenligningen er svært ad hoc, og vi anbefaler at fremtidige studier adresserer dette forskningsspørsmålet.

Artikkelen er en kortversjon av masterutredningen til Thomas Bugge og Truls Erik Holter, «Verdirelevansen til norsk regnskapsinformasjon: Er regnskapsinformasjonen verdirelevant ved oppkjøp av norske, unoterte selskaper?» Utredningen ble veiledet av Leif Atle Beisland.

  • 29: https://www.ssb.no/virksomheter-foretak-og-regnskap/statistikker/bedrifter/aar/2017-01-20
  • 30: Nærmere informasjon om databasen kan finnes på følgende link: https://www.bvdinfo.com/en-gb/our-products/data/specialist/zephyr
  • Amir, E., Harris, T.S., & Venuti, E.K. (1993). A comparison of the value-relevance of U.S. versus non-U.S. GAAP accounting measures. Journal of Accounting Research, 31(3), 230–264.
  • Ball, R., & Brown, P. (1968). An empirical evaluation of accounting income numbers. Journal of Accounting Research, 6(2), 159–178.
  • Barth, M.E., & Kallapur, S. (1996). The effects of cross-sectional scale differences on regression results in empirical accounting research. Contemporary Accounting Research, 13(2), 527–567.
  • Barth, M.E., Beaver, W.H., & Landsman, W.R. (1998). Relative valuation roles of equity book value and net income as a function of financial health. Journal of Accounting and Economics, 25(1), 1–34.
  • Basu, S. (1997). The conservatism principle and the asymmetric timeliness of earnings. Journal of Accounting and Economics, 24(1), 3–37.
  • Beaver, W.H. (2002). Perspectives on recent capital market research. The Accounting Review, 77(2), 453–474.
  • Beisland, L.A. (2009). A review of the value relevance literature. The Open Business Journal, 2(1), 7–27.
  • Beisland, L.A. (2012). Verdirelevansen til norsk regnskapsinformasjon. Magma, 15, 34–41.
  • Beisland, L.A., & Hamberg, M. (2013). Earnings sustainability, economic conditions and the value relevance of accounting information. Scandinavian Journal of Management, 29(3), 314–324.
  • Beisland, L.A., & Knivsflå, K.H. (2015). Have IFRS changed how stock prices are associated with earnings and book values? Evidence from Norway. Review of Accounting & Finance, 14(1), 41–63.
  • Berzins, J., & Bøhren, Ø. (2009). Unoterte aksjeselskaper er viktige, uutforskede og spesielle. Praktisk økonomi og finans, 25(02), 65–76.
  • Collins, D.W., Maydew, E.L., & Weiss, I.S. (1997). Changes in the value-relevance of earnings and book values over the past forty years. Journal of Accounting and Economics, 24(1), 39–67.
  • Cook, R.D. (1977). Detection of influential observation in linear regression. Technometrics, 19(1), 15–18.
  • Damodaran, A. (2012). Investment valuation. New Jersey: John Wiley & Sons.
  • Devalle, A., Onali, E., & Magarini, R. (2010). Assessing the value relevance of accounting data after the introduction of IFRS in Europe. Journal of International Financial Management & Accounting, 21(2), 85–119.
  • Francis, J., & Schipper, K. (1999). Have financial statements lost their relevance? Journal of Accounting Research, 37(2), 319–352.
  • Gjerde, Ø., Knivsflå, K., & Sættem, F. (2011). The value relevance of financial reporting in Norway 1965–2004. Scandinavian Journal of Management, 27(1), 113–128.
  • Hand, J.R. (2005). The value relevance of financial statements in the venture capital market. The Accounting Review, 80(2), 613–648.
  • Hayn, C. (1995). The information content of losses. Journal of Accounting and Economics, 20(2), 125–153.
  • Kothari, S.P. (2001). Capital markets research in accounting. Journal of Accounting and Economics, 31(1–3), 105–231.
  • King, R.D., & Langli, J.C. (1998). Accounting diversity and firm valuation. The International Journal of Accounting, 33(5), 529–567.
  • Kvifte, S.S., & Johnsen, A. (2008). Konseptuelle rammeverk (2. utg.). Oslo: Den norske revisorforeningen.
  • Ohlson, J.A. (1995). Earnings, book values, and dividends in equity valuation. Contemporary Accounting Research, 11(2), 661–687.
  • Penman, S.H. (2013). Financial statement analysis and security calutaion. New York: McGraw-Hill Education.
  • Petersen, C., Plenborg, T., & Kinserdal, F. (2017). Financial statement analysis. Bergen: Fagbokforlaget.
  • Titman, S., & Martin, J. (2014). Valutation: The art and science of corporate investment decisions. Essex: Pearson Education Limited.

© 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