Påverkar varsel om uppsägning aktiekursen? - Motiv bakom varsel och effekten före och efter tillkännagivandet

Påverkar varsel om uppsägning aktiekursen? - Motiv bakom varsel och effekten före och efter tillkännagivandet Kandidatuppsats 15 hp Företagsekonomiska institutionen Uppsala universitet HT 2016 Datum för inlämning: 2017-01-13 Ingrid Cornejo Alvarez Saga Larsson Handledare: Joachim Landström

SAMMANDRAG Enligt tidigare studier reagerar marknaden negativt när företag varslar om uppsägning, men reaktionen beror på motivet, som kan vara reaktivt eller proaktivt. Majoriteten av studierna undersöker den amerikanska marknaden och en lågkonjunktur vilket kan påverka resultatet. Denna uppsats undersöker den svenska marknaden samt fler konjunkturvariationer. Syftet är att undersöka den svenska aktiemarknadens reaktion när ett företag varslar, samt skillnaden beroende på det angivna motivet. Den onormala avkastningen studeras i en eventstudie. Totalt studeras 182 varsel från företag noterade på Stockholmsbörsen under 2006-2015. Resultaten visar ingen statistisk signifikant reaktion för gruppen med alla varsel. För reaktiva varsel finner vi en svag negativ onormal avkastning, och för proaktiva varsel finner vi överlag en positiv onormal avkastning. Vi uppmäter en mildare reaktion än tidigare studier. Anledningen kan vara att konjunkturläget påverkar marknadsreaktionen, att värderelevansen i varsel har förändrats sedan tidigare studier, eller att det finns en skillnad mellan reaktionen i olika länder. Nyckelord: varsel om uppsägning, onormal avkastning, marknadens reaktion, eventstudie, signalteori, marknadsmodellen.

INNEHÅLLSFÖRTECKNING 1. INLEDNING... 4 2. TEORI... 6 2.1 Den effektiva marknadshypotesen... 6 2.2 Signalteorin... 7 2.3 Tidigare studier... 8 2.3.1 Marknadens reaktion... 8 2.3.2 Marknadsreaktion beroende på motiv bakom varslet... 9 3. METOD... 15 3.1 Introduktion till metod... 15 3.2 Forskningsmodell - Eventstudie... 15 3.2.1 Hypotesprövning... 18 3.3 Data: urval, bortfall, källor... 20 4. RESULTAT... 23 4.1 Resultat för alla varsel... 23 4.2 Resultat för reaktiva varsel... 25 4.3 Resultat för proaktiva varsel... 27 4.4 Sambandet mellan samtliga resultat... 28 5. KONKLUSIONER... 30 5.1 Begränsningar och framtida forskning... 31 REFERENSER... 32 BILAGOR... 35 Bilaga 1: Exempel på två varsel av reaktiv karaktär... 35 Bilaga 2: Exempel på två varsel av proaktiv karaktär... 36 Bilaga 3: Sammanställning av alla 182 tillkännagivande av varsel om uppsägning... 377 3

1. INLEDNING Den 24 augusti 2015 varslade Gymgrossisten var tredje anställd på huvudkontoret, med följden att moderbolaget Qliros aktiekurs sjönk cirka 9 procent under den första timmen efter nyheten (Aronsson 2015). Varsel om uppsägning sker med jämna mellanrum och allmänhetens reaktion är sällan positiv. Den 4 oktober 2016 varslade Ericsson 3 000 anställda i Sverige (Åkerman 2016), vilket har väckt både allmänhetens och vår uppmärksamhet. Historisk sett har varsel om uppsägning varit kopplat till nedläggning av en verksamhet, men sedan 1970-talet har den synen förändrats och nya motiv till varför företag varslar om uppsägning har blivit allt vanligare (Cooper et al. 2012 s. xxi). Arbetsförmedlingen (Jans 2009:3 s. 9) rapporterar att antalet varsel som beror på att företag vill minska antalet anställda har ökat i Sverige sedan 1990-talet, medan varsel på grund av nedläggningar har minskat. Motiven till varsel är många. I en undersökning gjord på amerikansk data från 1970 till 2007 redovisas 18 olika motiv till varför företag varslar anställda. Det främsta motivet till varsel anses vara en minskning av efterfrågan på företagets produkter, men varsel motiveras också av omstrukturering av företaget vid exempelvis förvärv och fusion, kostnadseffektivisering eller nedläggning av en anläggning (Hallock et al. 2012, s.11). Även enligt Chen et al. (2001) är de vanligaste motiven en minskad efterfrågan, att nytt kapital eller ny teknik har minskat behovet av arbetskraft, eller kostnadsbesparingar genom att strategiskt omfördela tillgångarna. Dessa motiv har kategoriserats som endera reaktiva eller proaktiva motiv. Reaktiva motiv definieras som ett försök att lyfta företagets prestation från det svaga läge det redan befinner sig i. Proaktiva varsel kännetecknas däremot av att vara del av en omstruktureringsstrategi för att bibehålla konkurrenskraften och används för att undvika att hamna i ett negativt ekonomiskt läge (Lee 1997). Chen et al. (2001) har visat att marknadens reaktion på varsel i allmänhet är negativ, och i synnerhet om anledningen är minskad efterfrågan. Studien har däremot inte kunnat visa varken signifikant ökning eller minskning av aktiekursen då motivet är en omstrukturering av företaget. Abraham (2004) jämför marknadens reaktion vid reaktiva respektive proaktiva varsel och finner att reaktionen på de reaktiva varslen är mer negativ, men studien kunde inte heller visa någon positiv eller negativ reaktion på de proaktiva varslen för dagarna närmast annonseringsdagen. Palmon et al. (1997) har också visat att marknaden reagerar negativt på varsel om uppsägning när motivet är låg efterfrågan. Däremot visar deras resultat att 4

marknaden reagerar positivt när motivet är att förbättra effektiviteten. Att resultaten av tidigare forskning skiljer sig åt visar att detta ämne inte är helt kartlagt ännu och att fler studier behövs. Elayan et al. (1998) beskriver hur valet av undersökt period påverkar resultatet. Många tidigare studier, till exempel Abraham (2004), Chen et al. (2001) och Lee (1997) har fokuserat på relativt korta tidsperioder kring 1990-1995. Just den tiden var speciell då den präglades av en global lågkonjunktur (Fintzen och Stekler 1999). Enligt Elayan et al. (1998) kan det vara så att marknaden reagerar mer optimistiskt på personalneddragningar under högkonjunkturer och mer pessimistiskt under lågkonjunkturer. Att flertalet tidigare studier undersöker en lågkonjunktur kan alltså ha påverkat resultatet. Vår undersökning skiljer sig från dessa studier eftersom vi väljer att undersöka en längre tidsperiod som innehåller fler konjunkturvariationer; både lågkonjunkturen 2008 (Konjunkturinstitutet 2008) och det starkare konjunkturläge vi befann oss i 2015 (Konjunkturinstitutet 2015). Det skulle kunna ge ett mer tillförlitligt och möjligen annorlunda resultat. En klar majoritet av tidigare forskning har fokuserat enbart på USA, men nedskärning av personalstyrkan har blivit allt vanligare över hela världen. Länder som Sverige och Japan som historiskt har visat sig vara länder med stabila anställningsförhållanden, har inte heller varit något undantag (Gandolfi et al. 2012, s. 357). Det kan finnas anledning att anta att marknadens reaktion vid tillkännagivandet av varsel skiljer sig mellan olika länder. Lee (1997) har gjort en komparativ studie mellan USA och Japan där skillnader mellan marknadens reaktion i dessa två länder undersöks. Studier som undersöker reaktionen på varsel i Sverige är dock ovanliga. Det är mot denna bakgrund relevant att undersöka hur den svenska marknaden reagerar på varsel. Syftet med den här uppsatsen är därför att undersöka den svenska aktiemarknadens reaktion när ett företag varslar om uppsägning, samt skillnaden i marknadens reaktion beroende på det angivna motivet bakom varslet. Studien är indelad i fem kapitel. Efter detta inledande kapitel följer kapitel 2 som innehåller en redogörelse om den effektiva marknadshypotesen, signalteorin och tidigare forskningsstudier inom området. Dessa står för det teoretiska ramverket som är grunden för den här uppsatsen. I kapitel 3 redogörs för eventstudiemetoden och undersökningens data. Resultatet av undersökningen presenteras i kapitel 4, som följs av en sammanfattande slutsats och förslag på vidare forskning i kapitel 5 5

2. TEORI I detta kapitel presenteras studiens teoretiska ramverk. Först förklaras den effektiva marknadshypotesen och signalteorin som är den teoretiska grunden. Vidare berörs tidigare studier om varsel, vilka leder fram till studiens forskningshypoteser. 2.1 Den effektiva marknadshypotesen Marknadseffektivitet handlar om hur snabbt och korrekt ny information tolkas av marknaden (Hamberg 2004, s. 168). När en investerare reagerar på ny information drivs tillgångens värde till en ny jämvikt där utbud möter efterfrågan (Hamberg 2004, s. 154). Fama (1970) definierar en effektiv marknad som en marknad där priset på ett värdepapper till fullo reflekterar all tillgänglig information. Enligt Fama (1970) finns det tre grader av effektivitet på marknaden. Den första, den svaga formen, kännetecknas av att priset endast reflekterar informationen som finns i historiska priser, vilket innebär att historiska priser inte kan användas för att säga något om framtiden. Detta tvingar aktiepriserna att röra sig enligt ett oförutsägbart mönster (Hamberg 2004, s. 159). Enligt den semi-starka graden av marknadseffektivitet reflekterar priserna all publik tillgänglig information. Enligt den sista, starka graden av marknadseffektivitet, reflekterar priserna all information - även den som inte är publik (Fama 1970). Den semi-starka graden av effektivitet testas genom att undersöka hur snabbt priset förändras när ny information blir tillgänglig. Marknaden reagerar inte på all information när den blir publik, utan endast på så kallad värderelevant information. Information är värderelevant när den förknippas med investerarens värdering av företaget, vilket reflekteras i aktiepriset (Wyatt 2008). Att det finns personer i företag, så kallade insiders, som har tillgång till viktig information om företaget som ännu inte är publik och att dessa kan dömas för insider trading är enligt Hamberg (2004, s. 164) ett tecken på att marknaden inte är helt effektiv enligt den starka graden. Hamberg (2004, s. 161) menar att de flesta anser att den semi-starka graden av marknadseffektivitet bäst representerar den aktuella marknaden. När värderelevans testas förutsätts en effektiv marknad (Wyatt 2008). Vi antar därför med anledning av Famas (1970) och Hambergs (2004, s. 161) slutsatser att marknaden är effektiv enligt den semi-starka graden. Om ett varsel anses vara värderelevant information kommer alltså en reaktion i form av en prisförändring att ske i samband med att varslet blir publikt. 6

Detta förutsätter att det inte har funnits något läckage av information i förväg, och att marknaden inte av någon annan anledning redan känner till informationen. Baserat på den effektiva marknadshypotesen förväntas en snabb reaktion i samband med att informationen blir tillgänglig och att aktiepriset efter reaktionen återgår till ett oförutsägbart mönster. 2.2 Signalteorin Att marknaden är effektiv enligt den semi-starka graden innebär att det finns parter på marknaden som åtminstone vid något tillfälle inte har tillgång till samma information. Hamberg (2004, s. 265) konstaterar att det råder en så kallad informationsasymmetri på marknaden, vilket innebär att företagsledningen vet mer om företaget än vad aktieägarna gör. Företagsledningen antags använda signaler för att presentera företagets framtidsutsikter för aktieägarna. Signalteorin förklarar beteendet som uppstår mellan parter när det råder informationsasymmetri. Enligt signalteorin består parterna vanligtvis av en sändare som sänder eller signalerar information, och en mottagare som tar emot informationen. Sändaren måste välja om och hur informationen ska kommuniceras, och mottagaren måste välja hur informationen ska tolkas. När mottagaren tolkar signalen kan det till exempel leda till ett beslut om att anställa, köpa eller investera. För att en signal ska sändas måste sändaren tjäna något på att mottagaren får signalen. (Connelly et al. 2011) Enligt Connelly et al. (2011) är kvalitet, observerbarhet och kostnad centrala begrepp inom signalteorin. Kvalitet hänvisar till sändarens underliggande icke-observerbara förmåga att tillfredsställa den utomståendes behov eller krav. Kvaliteten kan tolkas som organisationens icke-observerbara förmåga att erhålla positiva kassaflöden i framtiden, vilket kan signaleras genom den finansiella strukturen, eller från ledningen. Hur användbar signalen är för mottagaren beror på i vilken utsträckning signalen stämmer överens med kvaliteten som mottagaren eftersöker, samt i vilken utsträckning sändaren försöker vilseleda mottagaren. Förmågan att erhålla positiva kassaflöden i framtiden, eller med andra ord företagets förmåga att skapa värde, är alltså av intresse för investerarna. Signalerna anses bära värderelevant information som hjälper investerare att bedöma företagets värdeskapande förmåga. Investerarna agerar sedan med hänsyn till den nya informationen. Observerbarhet betyder i vilken grad den utomstående har möjlighet att uppfatta signalen. Om en sändare saknar kvaliteten som den vill signalera och fördelarna som finns att vinna på signalen är större än kostnaden att signalera, finns motiv för att sända falska signaler. Därför måste kostnaden vara konstruerad på ett sätt att det inte lönar sig att vara oärlig. När signalen har tagits emot börjar 7

processen då mottagaren tolkar och översätter signalen till uppfattad mening. Därefter sänder mottagaren tillbaka information i form av en motsignal till sändaren om hur effektiv deras signal var. Även i detta skede kan det finnas en asymmetri i informationen. Worrell et al. (1991) gör antagandet att varsel om uppsägning innebär avslöjande av information om företaget, vilket reflekteras i aktiepriset. De hävdar också att dessa avslöjanden borde betraktas som strategiska händelser. Detta konstaterande stämmer väl överens med signalteorin. Vi gör likt Worrell et al. (1991) antagandet att det råder informationsasymmetri mellan företaget och aktieägarna och att varslet innebär en signal som tolkas av aktieägarna. Motsignalen sker, om varslet anses vara värderelevant, i form av prisförändringen. Om varslet tolkas som positivt (negativt) sker en prisökning (prisminskning). Följande avsnitt berör tidigare studier inom ämnet för att avgöra om varsel borde tolkas som värderelevant information och om de, beroende på olika motiv, borde tolkas som positivt eller negativt av marknaden. 2.3 Tidigare studier 2.3.1 Marknadens reaktion Worrell et al. (1991) var några av de första som undersökte aktiemarknadens reaktion när ett företag varslar om uppsägning. Studien bygger på antagandet att marknaden vanligtvis reagerar negativt vid tillkännagivandet av varsel men att reaktionen kan påverkas av olika aspekter såsom motiv bakom varslet, varselstorlek, om varslet är permanent eller temporärt, eller om informationsläckage har uppstått före tillkännagivandet. De studerar 195 tillkännagivanden av varsel mellan åren 1979-1987 och finner att aktiepriset i genomsnitt faller med 1,42 procent under eventperioden fem dagar innan till fem dagar efter tillkännagivandet (-5,5). Lee (1997), Chen et al. (2001) och Abraham (2004) studerar också aktiemarknadens reaktion vid tillkännagivandet av varsel. Dessa tre studier undersöker en tidsperiod i början av 1990-talet och är eniga om att marknadsreaktionen är negativ. Lee (1997) gör en jämförelse mellan marknadsreaktionen i USA och Japan vid tillkännagivandet av varsel. Undersökningen studerar 300 varsel i USA och 73 i Japan, mellan 1990-1994. Resultaten visar att både den amerikanska och den japanska aktiemarknaden reagerar negativt, med en ackumulerad onormal avkastning på -1,78 procent respektive -0,56 procent under en 5- dagarsperiod (-2,2). 8

Den amerikanska marknaden reagerar alltså starkare än den japanska. Chen et al. (2001) studerar den genomsnittliga onormala avkastningen vid tillkännagivandet av 349 varsel mellan åren 1990-1995 i USA. De finner också att aktiemarknadens reaktion är negativ vid tillkännagivande av varsel och att det uppstår en genomsnittlig onormal avkastning på -1,2 procent för perioden (-1,0). Abraham (2004) undersöker 154 företag i USA under perioden 1993-1994. I studien undersöks aktiekursens reaktion för både varsel och meddelanden om anställningsgaranti. Abrahams (2004) resultat visar en ackumulerad genomsnittlig onormal avkastning på -0,9 procent för eventperioden (-1,0). Magnituden av aktieprisförändringen i Abrahams (2004) studie är svagare än resultaten presenterade i tidigare studier för den amerikanska marknaden, exempelvis Worrell et al. (1991), Lee (1997) och Chen et al. (2001). Abraham (2004) drar slutsatsen att marknaden möjligtvis reagerar mindre negativt vid tillkännagivande av varsel om uppsägning än vad äldre studier har visat. Som stöd för sitt resonemang nämner Abraham (2004) en tidigare studie av Faber och Hallock (1999) som visar att den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen för en tredagarsperiod uppgår till -3,8 procent för tillkännagivande av varsel mellan 1970-1997, medan den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen för delperioden 1990-1997 uppgår endast till -1,1 procent. Att flera forskningsstudier har visat att aktiemarknaden reagerar negativt vid ett tillkännagivande av varsel om uppsägning tyder på att varsel är värderelevant information, och att varsel påverkar investerarnas syn på företagets värdeskapande förmåga. Detta faktum samt våra förväntningar om marknadens effektivitet leder fram till vår första hypotes: Hypotes 1: Tillkännagivande av varsel om uppsägning leder till en negativ onormal avkastning. 2.3.2 Marknadsreaktion beroende på motiv bakom varslet Forskare har inte bara fokuserat på själva reaktionen vid tillkännagivandet av varsel, utan också på de olika faktorerna som kan påverka hur investerarna kommer att reagera. Faktorer som varselstorlek, frekvens (Lee 1997) och bransch (Worrell et al. 1991) kan påverka marknadens reaktion vid tillkännagivande av varsel. Motivet bakom varslet berörs dock i de flesta studier, till exempel Worrell et al. (1991), Palmon et al. (1997), Chen et al. (2001), Lee (1997) och Abraham (2004). Nedan följer en genomgång av resultatet från dessa studier, samt hur motiv kan kategoriseras, och hur reaktiva och proaktiva varsel har definierats. Efter genomgången sammanfattas studierna i Tabell 1. 9

Det är relevant att undersöka motiven till varsel eftersom det är i företagets angivna motiv som aktieägarna får möjlighet att tolka hur just det varslet kommer att påverka företagets värdeskapande förmåga och därmed även om informationen är värderelevant, vilket i sin tur påverkar om, och hur, marknaden reagerar. Redan i Worrell et al.:s (1991) studie delas de olika motiven in i två kategorier; varsel orsakade av ekonomiska problem och varsel orsakade av omstrukturering/sammanslagning av företag. Indelningen motiveras av att olika motiv skulle kunna leda till olika reaktioner. Enligt Worrell et al. (1991) kan varsel associeras med negativ aktieavkastning om det tolkas som en signal på att företaget har finansiella problem. Dock kan en annorlunda reaktion förväntas om företaget varslar om uppsägning på grund av omstruktureringsplaner som investerarna inte förknippar med finansiella problem. Enligt studiens resultat sjunker aktiepriset i genomsnitt med 2,46 procent för eventperioden (-5,5) när varsel grundas på ekonomiska problem. När motivet anges vara omstrukturering/sammanslagning finner Worrell et al. (1991) dock inga statistiskt signifikanta resultat Palmon et al. (1997) undersöker också hur aktiemarknadens reaktion skiljer sig åt beroende på motiv. I deras undersökning studeras varsel som ett resultat av låg efterfrågan, och varsel som ett resultat av effektiviseringsbeslut. Det undersökta stickprovet består av 140 tillkännagivanden av varsel under tidsperioden 1982-1990, varav 57 på grund av låg efterfrågan och 83 på grund av ett effektiviseringsbeslut. I undersökningen studeras bland annat den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen kring tillkännagivandet av varsel i en 2-dagarsperiod (-1,0), samt i en 3-dagarsperiod (-1,1). De finner att den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen för varsel som beror på låg efterfrågan uppgår till -1,82 procent respektive -2,23 procent. Reaktionen på varsel som beror på ett effektiviseringsbeslut är däremot positiv; 0,60 procent respektive 0,80 procent. Enligt Chen et al. (2001) kan motiven till varför företag varslar om uppsägning delas in i fyra olika kategorier. Varsel kan bero på kostnadsbesparingar, minskad efterfrågan, tidigare svaga resultat eller omstrukturering. Av dessa finner de att minskad efterfrågan är det motiv som investerarna reagerar mest negativt på (-2,4 procent onormal avkastning). Då motivet är omstrukturering är marknadsreaktionen som mildast, men studien finner ingen statistisk signifikant onormal avkastning för det motivet. Chen et al. (2001) poängterar att åsikterna om hur varsel påverkar företagets prestation är mer splittrade i ekonomidebatten än i 10

välfärdsdebatten. Många finansiella ekonomer ser uppsägningar som ett avtalsbrott som bland annat kommer att få konsekvenser för framtida avtal och direkta arbetskostnader, vilket är anledning till att varsel borde betraktas som negativt ur ett aktieägarperspektiv. Andra anser däremot enligt Chen et al. (2001) att varsel är väsentliga för att stärka företagets konkurrenskraft och uppnå effektiviseringsvinster. De anser också att varsel är ett resultat av en avtalsrevision som görs på samma sätt som företaget ser igenom sina andra avtal för att undvika att hamna i konkurs och därför bör varsel om uppsägning betraktas som positivt för företagets framtida värdeskapande och överlevnad. Lee (1997) och Abraham (2004) använder kategorierna reaktiv och proaktiv som klassificering av motiv. Abraham (2004) definierar reaktiva motiv som anledningar som tyder på ekonomiska problem, och varsel med proaktiva motiv definieras som motiv för att öka effektiviteten. Lee (1997) utgår ifrån hypotesen att aktiemarknaden kommer att reagera positivt (negativt) om motivet till varsel är proaktivt (reaktivt). I den komparativa studien som Lee (1997) genomför mellan USA och Japan, finns inte stöd för detta. Resultaten visar att aktiemarknaden i USA reagerar negativt för reaktiva varsel, men ingen statistisk signifikant reaktion uppmäts för proaktiva varsel. För den japanska marknaden kunde dock hypotesen inte prövas eftersom stickprovet enbart innehöll varsel av reaktiv karaktär. Likt Lees (1997) studie för USA visar Abrahams (2004) studie att reaktiva varsel har en mer negativ effekt på aktiepriset än proaktiva varsel. 11

Tabell 1: Sammanställning av tidigare studier. Antal observationer Eventperiod CAAR Worrell, Davidson & Sharma (1991) Alla varsel, USA (1979-1987) 195 (-5,5) (-1,1) Ekonomiska problem 87 (-5,5) Omstrukturering och sammanslagningar (-1,1) 30 (-5,5) (-1,1) -0,0142*** -0,0041-0,0246*** -0,0079-0,0027 0.0082 Lee (1997) Alla varsel, USA (1990-1994) 300 (-2,2) -0,0178*** Reaktiva 165 (-2,2) -0,0272*** Proaktiva 73 (-2,2) -0,0024 Alla varsel, Japan (1990-1994) 73 (-2,2) -0,0056** Reaktiva 73 (2,2) -0,0056** Proaktiva 0 - - Palmon, Sun & Tang (1997) Alla varsel, USA (1990-1995) - - - Minskad efterfrågan 57 (-1,0) -0,0182*** (-1,1) -0,0223*** (-1,10) -0,0212* Effektiviseringsbeslut, 83 (-1,0) 0,0060** (-1,1) 0,0080*** (-1,10) 0,0028 Chen, Mehrotra, Sivakumar & Yu (2001) Alla varsel, USA (1990-1995) 349 (-1,0) -0,012*** Kostnadsbesparingar 128 (-1,0) -0,011** Minskad efterfrågan 89 (-1,0) -0,024*** Tidigare svaga resultat 91 (-1,0) -0,012** Omstrukturering 107 (-1,0) -0,005 Abraham (2004) Alla varsel, USA (1993-1994) 154 (-1,0) -0,0093** (-10,10) -0,0028 Reaktiva 55 (-1,0) -0,0296 (-10,10) -0,0173* Proaktiva 99 (-1,0) 0,0004 (-10,10) -0,0158* *** Statistisk signifikans på 1 % - nivån ** Statistisk signifikans på 5 % - nivån * Statistisk signifikans på 10 % - nivån 12

De tidigare berörda studierna som sammanfattas i Tabell 1, visar alltså att reaktionerna skiljer sig åt beroende på motivet som har angivits vid tillkännagivandet. Marknaden reagerar negativt när motivet är av reaktiv karaktär (Worrell et al. 1991; Lee 1997; Chen et al. 2001; Abraham 2004; Palmon et al. 1997). Bland de studier vi berört i litteraturgenomgången är det endast Palmon et al. (1997) som, för varsel med motiv av proaktiv karaktär, finner en marknadsreaktion med mer än 5 procent statistisk signifikans, och denna är positiv. Övriga tidigare studier kan endast konstatera att marknadens reaktion är mindre negativ än för reaktiva varsel (Worrell et al. 1991; Lee 1997; Chen et al. 2001; Abraham 2004). Utifrån vårt antagande att tillkännagivande av varsel utgör en signal från företagsledning till aktieägare, och att prisförändringen är en motsignal grundat på aktieägarnas tolkning om informationen är värderelevant, innebär det att det angivna motivet i samband med tillkännagivandet har betydelse för hur signalen kommer att uppfattas av aktieägarna. Enligt Lee (1997) bör ett reaktivt varsel tolkas som en negativ signal av marknaden då det kan innebära att företaget inte klarar av konkurrensen inom branschen. Detta stämmer alltså väl överens med resultatet från samtliga tidigare studier. Ett varsel med reaktiva motiv kan alltså tolkas som värderelevant och negativt för företagets värdeskapande. Marknadsreaktionen på ett varsel med reaktiva motiv borde alltså därför vara negativ, vilket formuleras i vår andra hypotes. Hypotes 2: Den onormala avkastningen är negativ när motivet till varslet är av reaktiv karaktär. Ett proaktivt varsel skulle däremot kunna tolkas som ett resultat av ökad effektivitet eller till följd av planer för att öka effektiviteten, vilket enligt Palmon et al. (1997) borde leda till ökad försäljning, förbättrade lönsamhetsmått samt bättre företagsvärden. Varsel med proaktiva motiv syftar alltså till att öka företagets framtida intjäningsförmåga, vilket borde tolkas som värderelevant och positivt för företagets värdeskapande. Marknadsreaktionen på ett varsel med proaktiva motiv borde alltså därför vara positiv. Att resultatet från tidigare studier inte stämmer helt överens med detta resonemang skulle kunna bero på den undersökta tidsperioden och konjunkturen. Enligt Elayan et al. (1998) kan marknaden komma att reagera på olika sätt till varselbesked beroende på konjunkturen; 13

marknaden kan vara mer optimistisk under högkonjunkturer och mer pessimistisk under lågkonjunkturer. Då många tidigare studier, till exempel Abraham (2004), Chen et al. (2001) och Lee (1997) har gjort sina undersökningar under en period som, enligt Fintzen och Stekler (1999), var en global lågkonjunktur kan deras resultat ha blivit mer negativa än om studien gjorts under andra marknadsförhållanden. Det vill säga, det proaktiva varslet kan för dessa studier, på grund av rådande pessimism i samband med konjunkturläget, ha tolkats som mindre positivt än under ett annat konjunkturläge. Till skillnad från Abraham (2004), Chen et al. (2001) och Lee (1997) undersöker Palmon et al. (1997) en längre tidsperiod med fler konjunkturvariationer, vilket kan vara anledning till att deras resultat visar en positiv onormal avkastning för de proaktiva varslen. Worrell et al. (1991) undersöker också en lång tidsperiod men finner inte någon signifikant onormal avkastning för proaktiva varsel. Dock hade studien endast 30 observationer av proaktiv karaktär. Resultatet från tidigare studier samt resonemanget om att ett proaktivt varsel borde tolkas som positivt för företagets värdeskapande och det faktum att flertalet tidigare studier undersökt lågkonjunkturer leder fram till vår tredje hypotes: Hypotes 3: Den onormala avkastningen är positiv när motivet till varslet är av proaktiv karaktär. 14

3. METOD I detta kapitel motiveras och förklaras val av metoden, som är utformad enligt en eventstudie. Vi beskriver också den statistiska metoden samt data, urval och bortfall. 3.1 Introduktion till metod I likhet med tidigare forskning (Worrell et al. 1991; Abraham 2004; Chen et al. 2001; Lee 1997; Palmon et al. 1997) undersöks aktiekursförändringar både före och efter ett varslbesked i en eventstudie. Vi studerar företag noterade på Stockholmsbörsen (Nasdaq OMX Stockholm) under perioden 2006-01-01 till 2015-12-31. Datainsamlingen sker genom Retriever Research (Mediearkivet) och databasen Datastream. Retriever används för att ta reda på datumet då varslet skedde och motivet bakom varslet. Sökorden som används är Varslar om uppsägning och Varsel om uppsägning. Datastream används för att sammanställa den dagliga totalavkastningen för varje företag och för SIX Return Index (SIXRX), vilket visar den genomsnittliga utvecklingen på Stockholmsbörsen inklusive utdelningar (Fondbolagens förening 2016). Med hjälp av dessa data undersöks marknadens reaktion och marknadens reaktion beroende på det angivna motivet. 3.2 Forskningsmodell - Eventstudie I en eventstudie studeras hur aktiepriset rör sig kring en specifik händelse (Khotari och Warner 2006). Enligt Wells (2004) är aktieprisernas rörelse vanligtvis föremål för en viss nivå av brus eller en slumpmässig variation. En eventstudie studerar de fluktuationer som överstiger den normala variationsnivån. Ur ett företagsperspektiv är eventstudierna betydelsefulla då de kan hjälpa företaget att uppskatta hur dess värde kommer att påverkas av en händelse som ännu inte har inträffat. Eventstudierna är också viktiga inom kapitalmarknadsforskningen eftersom de testar marknadseffektiviteten (Khotari och Warner 2006). Enligt Fama (1991) är eventstudier gjorda på daglig avkastning det renaste beviset på marknadens effektivitet eftersom dessa bidrar med en beskrivning av hur snabbt aktiepriset anpassar sig till ny information. Denna undersökning följer eventstudiens tillvägagångssätt som presenteras i MacKinlay (1997), vilket i stora drag går ut på att identifiera eventet, eventfönstret och kriterierna för datainsamlingen. Nästa steg är att beräkna den normala avkastningen för varje företag, samt den onormala avkastningen för varje företag och eventdag. Vidare beräknas den 15

genomsnittliga onormala avkastningen (AAR) för varje eventdag och den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen (CAAR) för varje vald delperiod av eventfönstret. Slutligen utförs ett statistiskt test för att pröva hypoteserna. Relevant för den här uppsatsen är att undersöka vad som händer med aktiekursen den dagen då varsel offentliggörs ( i Figur 1), men att undersöka dagarna före och efter varslet är också av intresse. Enligt MacKinlay (1997) kan ett längre eventfönster än själva dagen för tillkännagivandet vara av vikt för att fånga effekten efter att aktiemarknaden stängt den dagen. Dagarna före tillkännagivandet är intressanta eftersom informationen kan ha läckt dagar innan och priserna därför redan anpassat sig till den nya informationen. Av den anledningen väljs perioden 5 dagar innan eventet ( 3 i Figur 1) till 5 dagar efter eventet ( 4 i Figur 1) i enlighet med Worrell et al. (1991). Ett längre eventfönster skulle vara omotiverat då vi utgår från en semi-stark marknadseffektivitet och därmed en snabb marknadsreaktion när informationen väl är publik. Ett längre eventfönster skulle dessutom innebära ett mindre tillförlitligt resultat då sannolikheten för brus ökar. Worrell et al. (1991), Palmon et al. (1997) och Abraham (2004) undersöker också delmängder inom eventfönstret för att så tydligt som möjligt kunna fastställa den onormala avkastningen, samt när reaktionen sker. Vi gör detsamma och undersöker även den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen för delmängderna (-5,5), (-3,3), (-1,1), (0,1) och för eventdagen. Då vi utgår från den effektiva marknadshypotesen förväntas en reaktion redan inom de kortaste intervallen. Att testa för perioderna (-3,3) och (-5,5) är viktigt för att kontrollera varaktigheten av den onormala avkastningen för samtliga hypoteser, men är även viktigt om läckage av information innan tillkännagivandet av varsel har förekommit. Estimeringsfönster Eventfönster τ 1 135 τ 2 15 τ 3 5 τ τ 4 +5 Figur 1: Tidsaxel med estimerings- och eventfönster. Enligt Kothari och Warner (2006) består den faktiska avkastningen av den normala och den onormala avkastningen. För att beräkna den normala avkastningen används 16

marknadsmodellen, eftersom majoriteten av de tidigare eventstudierna om varsel har använt sig av den (Abraham 2004). Marknadsmodellen är en statistisk modell som jämför avkastningen från ett givet värdepapper med avkastningen från marknadsportföljen (MacKinlay 1997). I den här uppsatsen beräknas den normala avkastningen för varje företag i relation till SIXRX (totalavkastningsindex). Vidare väljs, enligt MacKinlays (1997) förslag, ett 120 dagar långt estimeringsfönster ( 1 till 2 i Figur 1) för estimering av den normala och onormala avkastningen. Enligt MacKinlay bör ej event- och estimeringsfönster överlappa. Eftersom det kan förekomma ryktesspridning om att varsel kan vara på väg ett tag innan själva tillkännagivandet väljs en period på 10 dagar mellan estimerings- och eventfönster, just för att inte eventuella spekulationer ska påverka estimeringsfönstret. Den onormala avkastningen ( ) är skillnaden mellan den faktiska avkastningen och företagets beräknade genomsnittliga normala avkastning, vilket räknas fram enligt följande ekvation (MacKinlay 1997). Där är den faktiska totalavkastningen vid tiden för värdepappret och är marknadens totalavkastning vid tiden. och uppskattas med hjälp av linjär regressionsanalys (OLS). Från den framtagna onormala avkastningen för varje företag och eventdag i eventfönstret beräknas den genomsnittliga onormala avkastningen (AAR) för varje eventdag enligt följande: Där N är antalet observationer. 1 1 Den onormala avkastningen summeras sedan för att beräkna den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen (CAAR), enligt följande ekvation (MacKinlay 1997): 3 4 17

3.2.1 Hypotesprövning Efter beräkning av CAAR utförs ett t-test som sedan jämförs med den antagna spridningen under nollhypotesen. Nollhypotesen förkastas om t-testet överskrider ett kritiskt värde som generellt motsvarar de 5 procent eller 1 procent som finns i det kritiska området (Khotari och Warner 2006). Vi utgår från 5 procents signifikansnivå för att testa samtliga hypoteser. För att kunna utföra t-testen förutsätts att den genomsnittliga onormala avkastningen i stickprovet är normalfördelad, vilket stöds av Brown och Warner (1985) som finner att stickprov av daglig genomsnittlig onormal avkastning med fler än 50 observationer följer normalfördelningen. För att testa nollhypotesen uppskattas spridningen för den genomsnittliga onormala avkastningen genom följande ekvationer: 12 2 1 Där är variansen för den genomsnittliga onormala avkastningen, N är antal observationer och 2 är residualvariationen för estimeringsperioden. ( 3 4 ) ( 3 4 ) är variansen för den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen. Denna varians används i nedanstående ekvation för att statistiskt testa nollhypotesen, genom att testa förhållandet mellan den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen och dess standardavvikelse. 1 3 4 3 4 1 2 1 CAAR testas med enkelsidiga t-test för eventdagen och perioderna (0,1), (-1,1), (-3,3) och (-5,5) för samtliga hypoteser. Nollhypotesen för Hypotes 1 förkastas om det observeras ett t-värde mindre än -1,64. Detta värde är beräknat efter 181 frihetsgrader, då antal observationer är 182. Antal observationer beskrivs vidare under avsnitt 3.3 Data: urval, 18

bortfall, källor. Om det observerade t-värdet är negativt innebär det att marknadens reaktion är negativ vid tillkännagivandet av varsel om uppsägning. 1 Nollhypotesen för Hypotes 2 förkastas om det observeras ett t-värde mindre än -1,66, då antal frihetsgrader är 113. Att nollhypotesen förkastas innebär att marknadens reaktion är negativ när motivet till varsel om uppsägning är av reaktiv karaktär. 2 Om det observerade t-värdet vid hypotesprövningen för Hypotes 3 är högre än 1,68 förkastas nollhypotesen, då antal frihetsgrader är 47. Om nollhypotesen förkastas antas det med 95 procents säkerhet vara statistisk sant att marknaden reagerar positivt vid tillkännagivande av varsel om uppsägning när motivet är av proaktiv karaktär. 3 19

3.3 Data: urval, bortfall, källor Information om varsel, såsom företag, datum och motiv, hämtas från svenska tryckta och nätbaserade nyheter tillgängliga via mediearkivet Retriever. Kompletterande information hämtas vid behov från arkivet med pressmeddelanden från respektive bolags webbplats. När källan är en tryckt dagstidning kan det uppstå en osäkerhet om när tillkännagivandet av varslet ägde rum. Detta uppmärksammas av MacKinlay (1997), som föreslår att i ett sådant fall bör eventdagen fastställas som en dag före publiceringen, vilket vi också väljer att göra om inget annat anges i nyhetstexten. I de fall där inget specifikt datum anges för tillkännagivandet, men nyheten kommer från en nyhetsbyrå eller från en nättidning, faställs publiceringsdagen som dagen för tillkännagivandet. Urvalet består av 296 tillkännagivanden av varsel från 82 svenska företag som var noterade på Stockholmsbörsen (Nasdaq OMX Stockholm) vid tidpunkten för varslet. Varslet kan ha skett både i Sverige och utomlands då signalen från företaget, det vill säga indikatorn för företagets ekonomiska ställning nu och i framtiden, borde vara densamma oavsett var uppsägningarna sker. För att undvika survivorship bias inkluderas även avnoterade företag. När eventfönster för flera varsel överlappar, och kovariansen för den onormala avkastningen inte är lika med noll, är den summerade onormala avkastningen inte längre relevant. Problemet kallas klustereffekt och vi justerar för den mest uppenbara klustereffekten genom att sortera bort varsel för samma företag inom samma eventfönster (MacKinlay 1997). Då samma företag varslar igen mindre än en månad efter det första varslet (men inte inom samma eventfönster) sorteras det andra varslet bort, då effekten på aktiekursen eventuellt fortfarande är påverkad av det tidigare varslet. Detta baseras bland annat på Lee (1997) som visar att effekten av enstaka och flera närliggande varsel skiljer sig åt. Även de varsel som sker under samma tidsperiod som en annan betydande händelse, vilken kan tänkas påverka aktiekursen, sorteras bort. Detta stämmer även med hur Abraham (2004) gör. Exempelvis utesluts observationer där företaget har vinstvarnat, fått en stor orderingång, förvärvat ett annat företag eller där VD:n har avgått under det studerade eventfönstret. Observationer där företag saknar kursdata för hela estimeringsfönstret tas även bort. Bortfallet uppgår till 114 observationer och presenteras i Tabell 2. Studiens slutgiltiga urval består av 182 tillkännagivanden av varsel om uppsägning. 20

Tabell 2. Beskrivning av bortfall av data. Antal observationer mellan 2006-2015 296 Bortfall: Närliggande varsel (43) Bortfall: Andra viktiga händelser i eventfönstret (62) Bortfall: Börsdata saknades (9) Slutliga antal observationer 182 Då samtliga tillkännagivanden av varsel är granskade delas dessa in i kategorin reaktiv eller proaktiv baserat på motiv. Likt Worrell et al. (1991) utesluts motiv som varken kan kategoriseras som reaktiva eller proaktiva vid test av Hypotes 2 och Hypotes 3. Uppdelningen mellan reaktiva och proaktiva motiv följer Lees (1997) och Abrahams (2004) exempel där reaktiva motiv är sådana som tyder på ekonomiska problem (till exempel minskad efterfrågan, minskning av produktionen eller nedläggningar) och proaktiva motiv är för att öka effektiviteten eller en taktik för att öka lönsamheten ytterligare (till exempel omstrukturering, sammanslagningar, flytt av produktionen utomlands, eller att arbetskraft ersätts med maskiner). Se Bilaga 1 för två varsel med reaktiva motiv och Bilaga 2 för två varsel med proaktiva motiv. I Tabell 3 redovisas antalet varsel som delats in i respektive kategori. Totalt fastställs motivet för 162 av 182 varsel, varav 48 proaktiva och 114 reaktiva. Tabell 3: Beskrivning av urval. År 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 Totalt Alla varsel 7 5 31 41 12 16 26 17 14 13 182 Reaktiva 2 1 23 31 7 7 17 13 7 6 114 Proaktiva 3 3 8 3 2 7 6 3 6 7 48 21

Att analysera varsel efter det motiv som företaget anger fungerar optimalt om företaget är ärligt. Problem kan dock tänkas uppstå om företaget vill få det att verka som att motivet är proaktivt när det egentligen är reaktivt. Om marknaden generellt reagerar mindre negativt vid ett proaktivt varsel än ett reaktivt skulle det kunna vara en anledning för företaget att dölja sitt verkliga motiv. Risken för det är dock liten. En förklaring till varför företag trots allt annonserar det verkliga motivet till varsel kan, enligt Palmon et al. (1997), förklaras med att ledningens rykte skadas mer av att undanhålla viktig information för investerarna än vad de potentiellt kan vinna på strategin att dölja det verkliga motivet. Detta stämmer med signalteorin och innebär en hög kvalitet på signalen. 22

4. RESULTAT I det här kapitlet presenteras studiens resultat. Resultaten presenteras för varje hypotes, vilka analyseras och diskuteras med återkoppling till de presenterade teorierna och tidigare studier i kapitel 2. 4.1 Resultat för alla varsel Tabell 4 visar den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen (CAAR) för de valda delperioderna under eventfönstret, samt respektive periods t-värde, för gruppen med samtliga varsel. För perioden (0,1), då effekten enligt den effektiva marknadshypotesen väntades bli som störst, uppmäts CAAR till -0,31 procent på 10 procents signifikansnivå. Ingen av de övriga undersökta delperioderna har ett statistiskt signifikant resultat. Detta innebär att vi inte kan förkasta nollhypotesen för Hypotes 1 då vi utgår från minst 5 procents signifikansnivå. För eventdagen är CAAR svagt negativ; 0,05 procent och CAAR för hela eventfönstret (-5,5) är -0,21 procent. Tabell 4: Ackumulerad genomsnittlig onormal avkastning med respektive t-värde för alla varsel. Perioder T-värde ** Statistisk signifikans på 5 % - nivån * Statistisk signifikans på 10 % - nivån -0,0005-0,2823-0,0031* -1,7178 0,0004 0,2457-0,0014-0,7758-0,0021-1,1683 Vi uppmäter, likt tidigare studier (Worrell et al. 1991; Chen et al. 2001; Lee 1997; Palmon et al. 1997) en negativ CAAR för majoriteten av de undersökta delperioderna. Våra resultat saknar dock statistisk signifikans. I likhet med Abraham (2004) uppmätts en svagare onormal avkastning kring annonseringsdagen än vad tidigare studier har uppmätt. Att varsla om uppsägning har blivit vanligare idag än vad det var för några decennier sedan. Från att ha varit förknippat med nedläggningar, har varsel om uppsägning övergått till att uppfattas som en del av företagets strategiska plan, vilket möjligtvis har bidragit till att värderelevasen har 23

förändrats. Detta skulle kunna vara en anledning till att vi finner en svagare CAAR än tidigare studier, vilket är ett resonemang som även Abraham (2004) för. Vissa nyheter om varsel annonserades i majoriteten av svensk tryckt press, men många nyheter publicerades enbart i någon enstaka lokaltidning. Eventuellt skulle effekten på aktiekursen skilja sig åt mellan dessa varsel. Oavsett om signalen är observerbar eller inte behöver mottagaren tolka den. I gruppen för alla varsel inkluderas även de varsel som inte passar in på varken de reaktiva eller proaktiva kriterierna. Framför allt dessa varsel kan vara svåra för marknaden att tolka då motiv i vissa fall saknas, och i vissa fall inte säger speciellt mycket om varken hur företaget har presterat eller kommer att prestera i framtiden. Exempelvis är motivet till ett av dessa varsel att en butik brunnit ner, men att de avskedade sannolikt skulle återanställas när butiken var återställd. Svårigheten att tolka signalen (varslet) eller avsaknanden av kvalité i signalen kan ge upphov till olika eller inga motsignaler från mottagaren, vilket skulle förklara den svaga reaktionen som uppmäts i studien. Det skulle också kunna vara så att marknaden kände till varslet redan innan nyheten publicerades. I vissa fall har företaget redan många månader innan varslet informerat om framtida sparåtgärder och att varsel kan bli aktuellt. Om marknaden är effektiv enligt den semi-starka graden kommer alltså marknaden sannolikt att reagera då och inte när det specifika varslet presenteras. Även om företaget inte specifikt offentliggör en varning om sparpaket kan det finnas andra anledningar till att nyheten om varslet inte är värderelevant. Kanske är nivån av informationsutgivning från svenska företag högre än från amerikanska företag (som majoriteten av tidigare studier har fokuserat på), eller så har informationsutgivningen från företagen ökat generellt sen tidigare studier utförts. Detta skulle innebära att marknaden överlag har så bra insyn i företaget att nyheten om varslet inte tillför någon ytterligare information och saknar därför värderelevans. Figur 2 visar hur den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen (CAAR) för samtliga varsel förändras över eventfönstret. CAAR sjunker till en början, men ökar mellan dag -2 och dag -1, för att sedan återigen sjunka mellan dag -1 och dag 2. 24

CAAR 0,0030 0,0020 0,0010 0,0000-0,0010-5 -4-3 -2-1 0 1 2 3 4 5-0,0020-0,0030 Dag Figur 2: Den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen för alla varsel under eventfönstret. 4.2 Resultat för reaktiva varsel Tabell 5 visar CAAR för de valda delperioderna under eventfönstret, samt respektive periods t-värde, för de varsel med reaktiva motiv. CAAR för hela eventfönstret (-5,5) och för (-3,3) är -0,62 procent respektive -0,57 procent med signifikansnivå på 1 procent. För perioden (0,1) uppmätts en negativ och signifikant CAAR till -0,43 procent. För eventdagen är CAAR -0,34 procent med 10 procents signifikansnivå. Den enda perioden som inte uppvisar en negativ CAAR är (-1,1). Dock är CAAR endast 0,03 procent under den delperioden, och statistisk signifikans saknas. Resultaten visar, likt tidigare forskning, att den onormala avkastningen är negativ när motivet till varslet är av reaktiv karaktär, vilket ger stöd till Hypotes 2. Tabell 5: Ackumulerad genomsnittlig onormal avkastning med respektive t-värde för varsel med reaktiva motiv. Perioder T-värde *** Statistisk signifikans på 1 % - nivån ** Statistisk signifikans på 5 % - nivån * Statistisk signifikans på 10 % - nivån -0,0034* -1,4600-0,0043** -1,8339 0,0003 0,1477-0,0057*** -2,4100-0,0062*** -2,6195 25

CAAR Dessa resultat kan tolkas som att reaktiva varsel innebär en värderelevant signal från företag till marknad, och att marknaden tolkar signalen som negativ för företagets värdeskapande förmåga. Palmon et al. (1997) och Chen et al. (2001) uppmäter dock en negativ CAAR på över 2 procent när motivet till varsel är låg efterfrågan, vilket är betydligt mer negativ än våra resultat. Det skulle kunna vara så att även de varsel med uttryckt reaktivt motiv inte innehar samma värderelevans i Sverige idag som i USA under 1990-talet, vilket kan bero på att informationen om företagets prestation redan innan varslet är tillgänglig för marknaden. Lee (1997) visar att reaktionen på varsel i Japan är svagare än reaktionen i USA. Att också våra resultat visar en svagare reaktion än de studier gjorda på amerikansk data tyder på att det finns en viss skillnad mellan olika länder, och att den svenska och den japanska marknaden på det sättet har vissa likheter. Under perioden (-2,2) är CAAR för reaktiva varsel i Japan -0,56 procent, vilket är ett resultat likt vår CAAR för perioden (-3,3) på -0,57 procent. Figur 3 visar hur CAAR för de varsel med reaktiva motiv förändras över eventfönstret. CAAR sjunker till en början, men ökar mellan dag -3 och dag -1, för att sedan återigen sjunka mellan dag -1 och dag 4, vilket tyder på en varaktig onormal avkastning dagarna efter varslet. CAAR är positiv kring dag -5 och dag -1, men negativ för övriga dagar i eventfönstret. Den observerbara minskningen mellan dag -5 och -3 skulle kunna bero på någon form av informationsläckage, exempelvis rykten om att företaget kommer att varsla, som skapar spekulationer om företagets framtida prestation redan innan annoseringsdagen för varslet. 0,0020 0,0000-0,0020-5 -4-3 -2-1 0 1 2 3 4 5-0,0040-0,0060-0,0080-0,0100 Dag Figur 3: Den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen för varsel med reaktiva motiv under eventfönstret. 26

4.3 Resultat för proaktiva varsel Tabell 6 visar CAAR för de valda delperioderna under eventfönstret, samt respektive periods t-värde, för de varsel med proaktiva motiv. Både CAAR för hela eventfönstret (-5,5) och för perioden (-3,3) är positiva och signifikanta; 0,51 procent respektive 0,54 procent. För eventdagen är CAAR positiv och signifikant på 10 procents signifikansnivå. Perioden (0,1) har en negativ CAAR, men är inte statistiskt signifikant och perioden (-1,1) har negativ CAAR men är endast signifikant på 10 procents signifikansnivå. Tabell 6: Ackumulerad genomsnittlig onormal avkastning med respektive t-värde för varsel med proaktiva motiv. Perioder T-värde ** Statistisk signifikans på 5 % - nivån * Statistisk signifikans på 10 % - nivån 0,0038* 1,3892-0,0029-1,0341-0,0037* -1,3385 0,0054** 1,9476 0,0051** 1,8518 I genomsnitt är CAAR svagt positiv för hela eventfönstret och för eventdagen. Detta ger ett visst stöd för Hypotes 3, som innebär att aktiemarknaden tolkar proaktiva varsel som positiv värderelevant information. Palmon et al. (1997) uppmäter också en positiv CAAR när motivet till varsel är omstrukturering. Likt den här studien, undersöker Palmon et al. (1997) en längre tidsperiod med fler konjunktursvängningar än andra studier inom ämnet, vilket kan vara anledning till att vi och Palmon et al. (1997) finner mer positiva resultat vad gäller varsel av proaktiv karaktär än studierna som undersöker varsel under en lågkonjunktur. Figur 4 visar hur CAAR för de varsel med proaktiva motiv förändras under eventfönstret. CAAR är positivt under hela eventfönstret men varierar mellan dagarna, utan någon tydlig trend. CAAR sjunker mellan dag 0 och dag 1, och ökar sedan till dag 3. Ingen tydlig ökning just i samband med eventdagen kan alltså utläsas. 27

CAAR CAAR 0,0100 0,0080 0,0060 0,0040 0,0020 0,0000-5 -4-3 -2-1 0 1 2 3 4 5 Dag Figur 4: Den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen för varsel med reaktiva motiv under eventfönstret. 4.4 Sambandet mellan samtliga resultat Figur 5 visar CAAR för alla varsel, varsel med proaktiva motiv och varsel med reaktiva motiv. Det syns att CAAR för de proaktiva varslen är mer positivt än för de reaktiva varslen för samtliga dagar. Dessutom finns en likhet mellan hur CAAR för alla varsel och CAAR för de reaktiva varslen förändras. Detta kan bero på att majoriteten av observationerna var reaktiva varsel. Figuren visar att CAAR för alla varsel är placerad mellan de proaktiva och de reaktiva. Anledningen till att det inte uppmäts någon statistiskt signifikant CAAR för alla varsel kan alltså vara att de positiva proaktiva och negativa reaktiva tar ut varandra. 0,012 0,01 0,008 0,006 0,004 0,002 0-0,002-0,004-0,006-0,008-0,01-5 -4-3 -2-1 0 1 2 3 4 5 Dag Alla varsel Reaktiva varsel Proaktiva varsel Figur 5: Den ackumulerade genomsnittliga onormala avkastningen för alla varsel, de varsel med proaktiva motiv samt de varsel med reaktiva motiv. 28