PENGARUH PENGUNGKAPAN SUKARELA, AUDIT TENURE DAN AUDITOR SPESIALIS TERHADAP ASIMETRI INFORMASI DENGAN KOMITE AUDIT SEBAGAI VARIABEL MODERASI

BAB IV

HASIL DAN PEMBAHASAN

A.    Sekilas Gambaran Umum Objek Penelitian

Data yang digunakan dalam penelitian ini adalah data sekunder yang bersumber dari laporan tahunan emiten dengan menggunakan populasi perusahaan perbankan yang terdaftar di Bursa Efek Indonesia periode tahun 2011 sampai dengan tahun 2015 yang diperoleh melalui situs resmi Bursa Efek Indonesia (BEI) yaitu pada alamat web www.idx.co.id.

Sampel yang digunakan dalam penelitian ini dipilih secara purposive sampling, yaitu penentuan sampel berdasarkan kriteria tertentu. Berikut tabel 4.1 yang menyajikan perolehan sampel berdasarkan kriteria yang ditentukan sesuai dengan kebutuhan penelitian.

Tabel 4. 1 Rincian Perolehan Sampel Penelitian

No.	Kriteria	Pelanggaran Kriteria	Jumlah
1.	Perusahaan perbankan yang terdaftar di BEI pada tahun 2015		42
2.	Perusahaan perbankan yang terdaftar di BEI selama periode pengamatan yaitu tahun 2011-2015	(12)	30
3.	Perusahaan perbankan yang menerbitkan laporan keuangan dalam mata uang rupiah dan menggunakan bahasa Indonesia pada periode pengamatan yaitu 2011-2015.	(0)	30
5.	Perusahaan memiliki data lengkap yang dibutuhkan peneliti	(1)	29
Perusahaan perbankan yang dijadikan sampel dalam penelitian			29
Jumlah sampel yang diambil selama periode pengamatan yaitu tahun 2011-2015			145

Sumber: Data sekunder yang diolah

Berdasarkan tabel 4.1 di atas dapat dilihat bahwa sampel yang digunakan dalam penelitian berjumlah 145 perusahaan untuk periode lima tahun pengamatan yaitu tahun 2011 sampai 2015. Sampel tersebut dipilih karena telah memenuhi kriteria umum yang ditentukan sesuai dengan kebutuhan analisis penelitian. Daftar nama perusahaan perbankan yang digunakan dalam penelitian ini terlampir dalam Lampiran 1.

B.     Hasil Uji Instrumen Penelitian

1.      Hasil Statistik Deskriptif

Analisis deskriptif merupakan metode dimana semua data yang digunakan dalam penelitian dikumpulkan dan dikelompokkan untuk kemudian dianalisis dan diinterpretasikan secara objektif dengan membandingkan nilai minimum, nilai maksimum, dan rata-rata dari sampel.

Berikut tabel 4.2 yang merupakan analisis deskriptif untuk variabel yang digunakan dalam penelitian.

Tabel 4. 2 Statistik Deskriptif

	N	Minimum	Maximum	Mean
PS (X1)	145	0,40	0,85	0,6191
AT (X2)	145	1	5	2,41
KA (X4)	145	2	8	3,94
AI (Y)	145	0,2998	5,6384	1,5334
Valid N (listwise)	145

Sumber: Output SPSS yang diolah

Berdasarkan tabel 4.2 di atas, dapat dilihat bahwa nilai rata-rata dari variabel dependen yaitu asimetri informasi adalah sebesar 1,5334. Dalam tabel 4.2 tersebut juga dapat dilihat bahwa nilai minimum dari asimetri informasi dalam penelitian adalah sebesar 0,2998 yang terjadi pada Bank Artha Graha International Tbk. tahun 2015. Sedangkan nilai maksimum dari asimetri informasi adalah sebesar 5,6384 yang terjadi pada Bank Mayapada Internasional Tbk. tahun 2012.

Tabel 4.2 menunjukkan bahwa rata-rata dari variabel pengungkapan sukarela adalah sebesar 0,6191 yang menunjukkan bahwa rata-rata perusahaan yang diteliti telah mengungkapkan 62% item-item yang digunakan untuk mengukur pengungkapan sukarela. Nilai minimum dari pengungkapan sukarela adalah sebesar 0,40 yang merupakan hasil pengungkapan sukarela yang dilakukan oleh Bank Nusantara Parahyangan Tbk. tahun 2015. Sedangkan nilai maksimum dari pengungkapan sukarela adalah sebesar 0,85 yang merupakan pengungkapan sukarela dari Bank Tabungan Negara (Persero) Tbk. tahun 2015.

Selanjutnya, berdasarkan tabel 4.2 dapat dilihat nilai rata-rata dari audit tenure adalah sebesar 2,41 yang menunjukkan rata-rata perusahaan melakukan pergantian auditor setelah tahun kedua perikatan dengan Kantor Akuntan Publik (KAP) sebelumnya. Nilai minimum dari audit tenure adalah sebesar 1 dan nilai maksimum dari audit tenure adalah sebesar 5.

Variabel moderasi dalam penelitian adalah komite audit. Rata-rata komite audit adalah 3,94 yang menunjukkan bahwa perusahaan yang diteliti rasio jumlah komite audit sebesar 4. Nilai minimum dari komite audit adalah sebesar 2 yang merupakan jumlah komite audit dari Bank of Indonesia Tbk. tahun 2011 dan Bank Bumi Arta Tbk. dan Bank Victoria International Tbk. tahun 2015.  Sedangkan nilai maksimum penelitian dari komite audit adalah sebesar 8 yang merupakan jumlah komite audit dari Bank Rakyat Indonesia Tbk. tahun 2013 dan 2015.

2.      Hasil Uji Asumsi Klasik

a.       Hasil Uji Normalitas

Uji normalitas dilakukan untuk mengetahui apakah data berdistribusi normal atau tidak. Model regresi yang baik memiliki data yang berdistribusi normal. Untuk menguji normalitas data dalam penelitian ini menggunakan uji statistik yaitu uji Kolmogorov-Smirnov (K-S). Nilai residual terstandarisasi berdistribusi normal jika nilai Asymp. Sig. > 0,05.

Tabel 4. 3 Hasil Uji Normalitas dengan Uji Kolmogorov-Smirnov

		Unstandardized Residual
N		145
Normal Parametersa,b	Mean	0,0000000
	Std. Deviation	0,93130304
Most Extreme Differences	Absolute	0,162
	Positive	0,162
	Negative	-0,106
Test Statistic		0,162
Asymp. Sig. (2-tailed)		0,000c
a. Test distribution is Normal.
b. Calculated from data.
c. Lilliefors Significance Correction.

Sumber: Output SPSS yang diolah

Nilai Asymp. Sig. (2-tailed) pada tabel 4.3 yang merupakan hasil dari uji Kolmogorov-Smirnov sebesar 0,000. Nilai tersebut di bawah nilai signifikan yaitu 0,05. Dengan demikian dapat disimpulkan bahwa data berdistribusi tidak normal.

Menurut Ghozali (2013), data yang tidak berdistribusi normal dapat dilakukan transformasi data agar menjadi normal. Transformasi data dalam penelitian ini dengan menggunakan metode Logaritma (Log) sebagai pengobatan.

Berikut tabel 4.4 yang menunjukkan hasil dari uji Kolmogorov-Smirnov setelah transformasi data dilakukan.

Tabel 4. 4 Hasil Uji Normalitas dengan Uji Kolmogorov-Smirnov setelah Transformasi

		Unstandardized Residual
N		145
Normal Parametersa,b	Mean	0,0000000
	Std. Deviation	0,23931453
Most Extreme Differences	Absolute	0,063
	Positive	0,063
	Negative	-0,031
Test Statistic		0,063
Asymp. Sig. (2-tailed)		0,200c,d
a. Test distribution is Normal.
b. Calculated from data.
c. Lilliefors Significance Correction.
d. This is a lower bound of the true significance.

Sumber: Output SPSS yang diolah

Nilai Asymp. Sig. (2-tailed) pada hasil uji Kolmogorov-Smirnov adalah sebesar 0,200. Nilai tersebut di atas nilai signifikan yaitu 0,05. Dengan demikian dapat disimpulkan bahwa data berdistribusi normal, maka model regresi dapat digunakan untuk pengujian berikutnya.

Hasil uji normalitas data yang ditunjukkan Kolmogorov-Smirnov tersebut konsisten dengan hasil analisis grafik histogram dan grafik normal P-Plot berikut ini.

                                                       

Gambar 4. 1 Hasil Uji Normalitas dengan Grafik Histogram

Gambar 4. 2 Hasil Uji Normalitas dengan Grafik Normal P-Plot

Berdasarkan kedua grafik tersebut dapat dilihat bahwa grafik histogram maupun grafik normal P-Plot memberikan pola distribusi data yang normal. Pada grafik histogram dapat dilihat bahwa grafik menggambarkan bentuk lonceng serta pada grafik normal P-Plot titik-titik yang mewakili jumlah sampel dalam penelitian ini mendekati garis diagonal.

b.    Hasil Uji Multikoloniaritas

Uji Multikoloniaritas dilakukan untuk melihat apakah terjadi korelasi antara variabel bebas atau satu sama lainnya. Jika nilai Tolerance ≥ 0,1 dan VIF ≤ 10, maka dapat dikatakan tidak terjadi multikoloniaritas antar variabel bebas. Berikut tabel 4.5 yang menunjukkan hasil dari uji multikoloniaritas.

Tabel 4. 5 Hasil Uji Multikoloniaritas dengan Uji VIF

Model		Collinearity Statistics
		Tolerance	VIF
1	(Constant)
	PS (X1)	0,657	1,523
	AT (X2)	0,855	1,170
	AS (X3)	0,900	1,111
	KA (X4)	0,743	1,346

Sumber: Output SPSS yang diolah

Berdasarkan hasil uji multikoloniaritas pada tabel 4.5 dapat dilihat bahwa variabel bebas dalam penelitian ini tidak saling berkorelasi, karena memiliki nilai Tolerance ≥ 0,1 dan VIF ≤ 10. Maka dapat dikatakan tidak terjadi gejala multikoloniaritas antar variabel.

c.    Hasil Uji Heteroskesdastisitas

Uji heteroskesdastisitas dilakukan untuk melihat apakah ada ketidaksamaan varians dalam fungsi regresi. Data yang baik adalah data yang homoskesdastisitas atau data yang memiliki kesamaan varians dalam fungsi regresi. Uji heteroskesdastisitas dalam penelitian ini menggunakan uji glejser yang dilakukan dengan cara meregresikan antara variabel independen dengan nilai absolut residualnya. Jika nilai signifikansi antara variabel independen dengan absolut residual lebih dari 0,05 maka tidak terjadi masalah heteroskesdastisitas.

Tabel 4. 6 Hasil Uji Heteroskesdastisitas dengan Uji Glejser

Model		Unstandardized Coefficients		Standardized Coefficients	T	Sig.
		B	Std. Error	Beta
1	(Constant)	0,289	0,098		2,955	0,004
	PS (X1)	-0,063	0,219	-0,029	-0,289	0,773
	AT (X2)	0,085	0,049	0,153	1,727	0,086
	AS (X3)	-0,020	0,025	-0,069	-0,796	0,427
	AI (X4)	-0,215	0,109	-0,187	-1,971	0,051

Sumber: Output SPSS yang diolah

Pada tabel 4.6 terlihat bahwa nilai signifikansi antara semua variabel independen dengan absolut residual lebih dari 0,05 maka dapat disimpulkan bahwa data dalam penelitian ini mempunyai kesamaan varians dalam fungsi regresi atau homoskesdastisitas atau tidak terjadi heteroskesdastisitas.

Hasil uji glejser ini konsisten dengan hasil uji grafik scatterplot berikut ini:

Gambar 4. 3 Hasil Uji Heteroskesdastisitas dengan Grafik Scatterplot

Grafik scatterplot menunjukkan bahwa data tersebar di atas dan di bawah angka 0 (nol) pada sumbu Y dan tidak terdapat suatu pola yang jelas pada penyebaran data tersebut. Hal ini mengindikasikan bahwa penyebaran titik-titik yang mewakili sampel pada scatterplot di atas mengemukakan bahwa data dalam penelitian ini mempunyai kesamaan varians dalam fungsi regresi atau homoskesdastisitas.

d.   Hasil Uji Autokorelasi

Menurut Ghozali (2013), uji autokorelasi bertujuan untuk menguji apakah dalam sebuah model regresi linier terdapat korelasi antara kesalahan pengganggu pada periode t dengan kesalahan periode t-1 (sebelumnya). Autokorelasi muncul karena observasi yang berurutan sepanjang waktu berkaitan satu sama lainnya. Masalah ini timbul karena residual tidak bebas dari satu observasi ke observasi lainnya.

Pengujian autokorelasi yang dilakukan dalam penelitian ini adalah dengan menggunakan uji Durbin-Watson. Hasil uji autokorelasi dapat dilihat pada tabel 4.7.

Tabel 4. 7 Hasil Uji Autokorelasi dengan Uji Durbin-Watson

Model	R	R Square	Adjusted R Square	Std. Error of the Estimate	Durbin-Watson
1	0,318a	0,101	0,075	0,243	2,125

Sumber: Output SPSS yang diolah

Nilai Durbin-Watson dalam penelitian ini adalah sebesar 2,125. Jumlah sampel yang digunakan dalam penelitian ini adalah 145 sampel dengan jumlah variabel independen yang diuji adalah 4 sehingga nilai dL dalam Durbin-Watson tabel adalah sebesar 1,758 dan nilai dU adalah sebesar 4-1,758 yaitu sebesar 2.242. Nilai DW dalam penelitian ini terletak di antara nilai dL dan dU yaitu 1,758<2,125<2,242. Hasil tersebut menunjukkan bahwa penelitian terbebas dari masalah autokorelasi.

3.      Hasil Koefisien Determinasi (R²)

a.    Hasil Koefisien Determinasi (R²) Analisis Regresi Berganda (Pengungkapan Sukarela, Audit Tenure, Auditor Spesialis terhadap Asimetri Informasi)

Koefisien determinasi (R²) dilakukan untuk mengukur kemampuan variabel independen dalam menerangkan variasi variabel dependen. Adapun hasil koefisien determinasi yang dilakukan untuk melihat variasi dalam regresi berganda (H₁ sampai H₃) dapat dilihat dalam tabel 4.8.

Tabel 4. 8 Hasil Koefisien Determinasi Analisis Regresi Berganda

Model	R	R Square	Adjusted R Square	Std. Error of the Estimate
1	0,299a	0,089	0,070	0,243

Sumber: Output SPSS yang diolah

Tabel 4.8 menunjukkan nilai adjusted R² sebesar 0,070. Hal ini menandakan bahwa variasi variabel pengungkapan sukarela (X₁), audit tenure (X₂), dan auditor spesialis (X₃) hanya bisa menjelaskan 7% variasi variabel asimetri informasi (Y). Sedangkan sisanya, sebesar 93% dijelaskan oleh sebab lain di luar model seperti struktur kepemilikan (Hadiprajitno, 2013), reputasi KAP (Nuratama, 2011), karakteristik perusahaan (Adhi, 2012), kualitas auditor eksternal (Hakim dan Omri. 2010), dll.

b.    Hasil Koefisien Determinasi (R²) Moderated Regression Analysis (MRA)

1)      Hasil Koefisien Determinasi Hubungan Interaksi Pengungkapan Sukarela dan Komite Audit

Tabel 4. 9 Hasil Koefisien Determinasi H₄

Model	R	R Square	Adjusted R Square	Std. Error of the Estimate
1	0,205a	0,042	0,022	0,250

Sumber: Output SPSS yang diolah

Tabel 4.9 menunjukkan bahwa nilai adjusted R² sebesar 0,022. Hal ini menunjukkan bahwa variasi variabel pengungkapan sukarela (X₁), komite audit (X₄), dan interaksi antara pengungkapan sukarela dan komite audit (X₁X₄) hanya bisa menjelaskan 2,2% variasi variabel asimetri informasi. Sedangkan sisanya, sebesar 97,8% dijelaskan oleh sebab-sebab lain di luar model.

2)      Hasil Koefisien Determinasi Hubungan Interaksi Audit Tenure dan Komite Audit

Tabel 4. 10 Hasil Koefisien Determinasi H5

Model	R	R Square	Adjusted R Square	Std. Error of the Estimate
1	0,253a	0,064	0,044	0,247

 Sumber: Output SPSS yang diolah

Tabel 4.10 menunjukkan bahwa nilai adjusted R² sebesar 0,044. Hal ini menunjukkan bahwa variasi variabel audit tenure (X₂), komite audit (X₄), dan interaksi antara audit tenure dan komite audit (X₂X₄) hanya bisa menjelaskan 4,4% variasi variabel asimetri informasi. Sedangkan sisanya, sebesar 95,6% dijelaskan oleh sebab-sebab lain di luar model.

3)      Hasil Koefisien Determinasi Hubungan Interaksi Auditor Spesialis dan Komite Audit

Tabel 4. 11 Hasil Koefisien Determinasi H6

Model	R	R Square	Adjusted R Square	Std. Error of the Estimate
1	0,286a	0,082	0,062	0,244

 Sumber: Output SPSS yang diolah

Tabel 4.11 menunjukkan bahwa nilai adjusted R² sebesar 0,062. Hal ini menunjukkan bahwa variasi variabel auditor spesialis (X₃), komite audit (X₄), dan interaksi antara auditor spesialis dan komite audit (X₃X₄) hanya bisa menjelaskan 6,2% variasi variabel asimetri informasi. Sedangkan sisanya, sebesar 93,8% dijelaskan oleh sebab-sebab lain di luar model.

4.      Hasil Uji Hipotesis

a.       Hasil Uji Hipotesis dengan Analisis Regresi Berganda (Pengungkapan Sukarela, Audit Tenure, Auditor Spesialis terhadap Asimetri Informasi)

Pengujian parsial atau uji t digunakan untuk menunjukkan seberapa jauh pengaruh satu variabel independen secara individual dalam menerangkan variasi variabel dependen yang diuji pada tingkat signifikansi 0,05. Hasil uji t untuk analisis regresi berganda (H₁ sampai H₃) ditunjukkan pada tabel 4.12.

Tabel 4. 12 Hasil Uji t Analisis Regresi Berganda

Model		Unstandardized Coefficients		Standardized Coefficients	T	Sig.
		B	Std. Error	Beta
1	(Constant)	-0,081	0,100		-0,810	0,419
	PS (X1)	-0,675	0,349	-0,174	-1,931	0,056
	AT (X2)	-0,099	0,086	-0,099	-1,139	0,257
	AS (X3)	0,132	0,043	0,256	3,049	0,003

Sumber: Output SPSS yang diolah

Tabel 4.12 menunjukkan hasil uji t antara variabel independen dengan variabel dependen dalam analisis regresi berganda. Variabel pengungkapan sukarela (X₁) memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,056 (>0,05). Dengan demikian H₁ ditolak sehingga dapat dikatakan pengungkapan sukarela tidak berpengaruh terhadap asimetri informasi.

Hasil uji t untuk variabel audit tenure (X₂) memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,257 (>0,05). Dengan demikian H₂ ditolak sehingga dapat dikatakan audit tenure tidak berpengaruh terhadap asimetri informasi.

Hasil uji t untuk variabel auditor spesialis (X₃) memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,003 (<0,05). Dengan demikian H₃ diterima sehingga dapat dikatakan auditor spesialis berpengaruh terhadap asimetri informasi.

Berdasarkan tabel 4.12, maka dapat diperoleh persamaan regresi sebagai berikut:

Y = -0,081 + 0,132X₃ + e

Hasil di atas menjelaskan bahwa nilai konstanta sebesar -0,081 menyatakan bahwa jika ketiga variabel independen tersebut dianggap konstan atau tidak ada penambahan, maka rata-rata market to book value of equity adalah sebesar -8,1% dan asimetri informasi sebesar 8,1%.

Nilai koefisien auditor spesialis sebesar 0,132 menunjukkan bahwa setiap penambahan auditor spesialis sebesar 1% akan meningkatkan market to book value of equity dan menurunkan asimetri informasi sebesar 13%.

b.      Hasil Uji Hipotesis dengan Moderated Regression Analysis

1)   Hasil Uji Hipotesis Hubungan Interaksi Pengungkapan Sukarela dan Komite Audit

Tabel 4. 13 Hasil Uji H₄

Model		Unstandardized Coefficients		Standardized Coefficients	t	Sig.
		B	Std. Error	Beta
1	(Constant)	-0,023	0,356		-0,065	0,948
	PS (X1)	0,344	1,650	0,089	0,209	0,835
	KA (X4)	-0,079	0,582	-0,038	-0,135	0,893
	PS*KA (X1X4)	-2,130	2,898	-0,277	-0,735	0,464

Sumber: Output SPSS yang diolah

Tabel 4.13 menunjukkan hasil uji t antara variabel independen dengan variabel dependen. Variabel pengungkapan sukarela (X₁) memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,835 (>0,05) dan variabel moderasi yaitu komite audit (X₄) memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,893 (>0,05) sehingga dapat dikatakan pengungkapan sukarela dan komite audit tidak berpengaruh terhadap asimetri informasi.

Variabel X₁X₄ yang merupakan interaksi antara variabel pengungkapan sukarela dengan komite audit memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,464(>0,05) sehingga dapat dikatakan variabel komite audit bukan variabel moderasi dalam model. Artinya interaksi antara pengungkapan sukarela dengan komite audit tidak berpengaruh terhadap asimetri informasi.

2)   Hasil Uji Hipotesis Hubungan Interaksi Audit Tenure dan Komite Audit

Tabel 4. 14 Hasil Uji H₅

Model		Unstandardized Coefficients		Standardized Coefficients	t	Sig.
		B	Std. Error	Beta
1	(Constant)	-0,257	0,168		-1,528	0,129
	AT (X2)	0,773	0,412	0,776	1,877	0,063
	KA (X4)	0,742	0,297	0,362	2,501	0,014
	AT*KA (X2X4)	-1,608	0,693	-1,052	-2,320	0,022

 Sumber: Output SPSS yang diolah

Tabel 4.14 menunjukkan hasil uji t antara variabel independen dengan variabel dependen. Variabel audit tenure (X₂) memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,063 (>0,05) dan variabel moderasi yaitu komite audit (X₄) memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,014 (<0,05) sehingga dapat dikatakan audit tenure tidak berpengaruh terhadap asimetri informasi dan komite audit berpengaruh terhadap asimetri informasi.

Variabel X₂X₄ yang merupakan interaksi antara variabel audit tenure dengan komite audit memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,022 (<0,05) sehingga dapat dikatakan interaksi antara audit tenure dengan komite audit berpengaruh terhadap asimetri informasi.

Berdasarkan tabel 4.14, maka dapat diperoleh persamaan regresi sebagai berikut:

Y = -0,257 + 0,742X₄ – 1,608X₂X₄

Hasil di atas menunjukkan bahwa nilai konstanta sebesar -0,257menyatakan bahwa jika variabel independen tersebut dianggap konstan atau tidak ada penambahan, maka rata-rata market to book value of equity sebesar -25,7% atau asimetri informasi sebesar 25,7%.

Nilai koefisien variabel komite audit sebesar 0,742 menunjukkan bahwa setiap penambahan komite audit sebesar 1% akan menambah market to book value of equity dan menurunkan asimetri informasi sebesar 74,2%.

3)   Hasil Uji Hipotesis Hubungan Interaksi Auditor Spesialis dan Komite Audit

Tabel 4. 15 Hasil Uji H₆

Model		Unstandardized Coefficients		Standardized Coefficients	t	Sig.
		B	Std. Error	Beta
1	(Constant)	0,416	0,174		2,394	0,018
	AS (X3)	-0,436	0,214	-0,846	-2,033	0,044
	KA (X4)	-0,679	0,317	-0,331	-2,144	0,034
	AS*KA (X3X4)	0,964	0,376	1,192	2,560	0,012

Sumber: Output SPSS yang diolah

Tabel 4.15 menunjukkan hasil uji t antara variabel independen dengan variabel dependen. Variabel auditor spesialis (X₃) memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,044 (<0,05) dan variabel moderasi yaitu komite audit (X₄) memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,034 (<0,05) sehingga dapat dikatakan auditor spesialis dan komite audit berpengaruh terhadap asimetri informasi.

Variabel X₃X₄ yang merupakan interaksi antara variabel auditor spesialis dengan komite audit memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,012 (<0,05) sehingga dapat dikatakan interaksi antara auditor spesialis dengan komite audit berpengaruh terhadap asimetri informasi.

Berdasarkan tabel 4.15, maka dapat diperoleh persamaan regresi sebagai berikut:

Y = 0,416 – 0,436X₃ – 0,679X₄ + 0,964X₃X₄

Hasil di atas menunjukkan bahwa nilai konstanta sebesar 0,416 menyatakan bahwa jika variabel independen tersebut dianggap konstan atau tidak ada penambahan, maka rata-rata market to book value of equity sebesar 42% dan asimetri informasi sebesar -42%. Nilai koefisien variabel auditor spesialis sebesar -0,436 menunjukkan bahwa setiap penambahan audit tenure sebesar 1% akan menurunkan market to book value of equity dan menambah asimetri informasi  sebesar 44%.

Sedangkan nilai koefisien variabel komite audit sebesar -0,679 menunjukkan bahwa setiap penambahan komite audit sebesar 1% akan menurunkan market to book value of equity dan meningkatkan asimetri informasi sebesar 68%.

C.    Pembahasan

1.      Pengaruh Pengungkapan Sukarela terhadap Asimetri Informasi

Berdasarkan pengujian yang telah dilakukan, hasil penelitian ini menunjukkan bahwa variabel pengungkapan sukarela (X₁) memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,056 (>0,05). Dengan demikian hipotesis pertama (H₁) ditolak, artinya pengungkapan sukarela tidak berpengaruh terhadap asimetri informasi. Hasil penelitian ini konsisten dengan penelitian Nuryatmo (2007), Yenibra (2014) yang menyatakan bahwa pengungkapan sukarela tidak berpengaruh terhadap kepercayaan investor atas laporan keuangan. Penelitian ini tidak konsisten dengan penelitian Mardiyah (2002), Murni (2004) dan Benardi (2009). Menurut mereka, semakin banyak item pengungkapan sukarela yang diungkapkan akan semakin mengurangi ketidakseimbangan informasi yang terjadi di perusahaan.

Berdasarkan hasil penelitian dapat dilihat dalam tabel 4.16 berikut mengenai rata-rata pengungkapan sukarela dan asimetri informasi per tahun.

Tabel 4. 16 Tingkat Pengungkapan Sukarela dan Asimetri Informasi

Tahun	Pengungkapan Sukarela	Asimetri Informasi
2011	0,569828	3,793103
2012	0,60431	3,896552
2013	0,614655	4,137931
2014	0,621552	4
2015	0,685345	3,896552

Sumber: Output SPSS yang diolah

Berdasarkan tabel tersebut, dapat dilihat bahwa dalam setiap tahun, pengungkapan sukarela  mengalami peningkatan. Namun selama periode pengamatan, peningkatan nilai pengungkapan sukarela tidak diimbangi dengan penurunan atau peningkatan dari asimetri informasi yang konstan.

Ketidakseimbangan informasi tersebut dapat terjadi karena adanya kepentingan manajemen yang berusaha menyembunyikan informasi agar dapat melakukan manipulasi yang menguntungkan (Pradnyani, 2014). Yenibra (2014) menyatakan bahwa pengungkapan sukarela akan membuat informasi yang disampaikan menjadi rumit untuk dibaca oleh pihak pengguna. Selain itu, manajemen cenderung hanya akan mengungkapkan informasi yang bersifat good news tanpa memperhatikan kebutuhan pihak pengguna dalam membaca informasi pengungkapan. Sedangkan menurut Mardiyah (2002), Murni (2004) dan Benardi (2009) semakin banyak item yang diungkapkan dalam laporan keuangan perusahaan maka akin semakin mengurangi asimetri informasi karena semakin luas informasi yang diungkapkan oleh perusahaan yang membuka wawasan lebih dari pihak pengguna laporan keuangan atas kinerja manajemen.

2.      Pengaruh Audit Tenure terhadap Asimetri Informasi

Berdasarkan pengujian yang telah dilakukan, hasil penelitian ini menunjukkan bahwa variabel audit tenure (X₂) memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,257 (>0,05). Dengan demikian, hipotesis kedua (H₂) ditolak, artinya audit tenure tidak berpengaruh terhadap asimetri informasi.

Hasil penelitian ini sesuai dengan hasil penelitian Adeniyi (2013), Pratiwi (2013) yang menyatakan audit tenure tidak berpengaruh terhadap kualitas auditor dalam meminimalisir asimetri informasi. Berbeda dengan hasil penelitian yang telah dilakukan oleh Primadita (2012), Wakum (2014), Almutairi (2009) dan Hakim (2010) yang menyatakan bahwa audit tenure mampu mempengaruhi asimetri informasi.

Berdasarkan hasil penelitian dapat dilihat dalam tabel 4.17 berikut mengenai rata-rata audit tenure dan asimetri informasi per tahun.

Tabel 4. 17 Tingkat Audit Tenure dan Asimetri Informasi

Tahun	Audit Tenure	Asimetri Informasi
2011	1	3,793103
2012	2	3,896552
2013	3	4,137931
2014	3	4
2015	4	3,896552

Sumber: Output SPSS yang diolah

Berdasarkan tabel tersebut, dapat dilihat bahwa dalam setiap tahun, audit tenure mengalami peningkatan. Namun selama periode pengamatan, peningkatan nilai audit tenure tidak dibarengi dengan penurunan atau peningkatan dari asimetri informasi yang konstan. Tahun 2012 dan 2013 rata-rata perusahaan melakukan perikatan audit dengan KAP yang sama dengan tahun 2011 sehingga menambah nilai audit tenure dan perusahaan sampel mengalami peningkatan nilai market to book value of equity yang berarti mengalami penurunan asimetri informasi. Sedangkan pada tahun 2015 rata-rata perusahaan sampel melakukan perikatan audit yang sama namun nilai market to book value of equity berkurang yang menunjukan penambahan asimetri informasi (Varici. 2013).

Hasil penelitian ini memberikan bukti bahwa independensi auditor tidak terganggu dengan lamanya perikatan yang terjadi antara klien dengan auditor. Auditor tetap dapat meminimalisir asimetri informasi tanpa mempedulikan fee audit yang diterima dan kedekatan auditor dengan pihak klien karena lamanya perikatan yang terjadi (Adeniyi, 2013; Pratiwi, 2013). Sementara Almutairi (2009), dan Hakim (2010) menyatakan bahwa semakin lama perikatan audit maka tingkat asimetri informasi akan lebih tinggi karena auditor akan memiliki penurunan tingkat independensi karena kedekatan auditor dengan klien.

3.      Pengaruh Auditor Spesialis terhadap Asimetri Informasi

Berdasarkan pengujian yang telah dilakukan, hasil penelitian ini menunjukkan bahwa variabel auditor spesialis (X₃) memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,003 (<0,05). Dengan demikian, hipotesis ketiga (H₃) diterima, artinya auditor spesialis berpengaruh terhadap asimetri informasi.

Penelitian ini sesuai dengan hasil penelitian dari Primadita (2012), Almutairi (2009) yang menyatakan bahwa auditor spesialis berpengaruh terhadap asimetri informasi. Keberadaan auditor spesialis dapat membantu pengguna laporan keuangan dalam mempercayai hasil dalam laporan yang telah dibuat manajemen perusahaan dan diaudit oleh auditor spesialis tersebut. Almutairi (2009) berpendapat bahwa kompetensi audit yang dimiliki oleh auditor spesialis lebih baik jika dibandingkan dengan auditor non spesialis. Dengan demikian, semakin baik tingkat spesialiasi industri yang dimiliki oleh auditor maka tingkat asimetri informasi akan semakin rendah. Tingkat spesialisasi industri auditor dapat terlihat dari kemampuan auditor dalam mendeteksi salah saji material dalam laporan keuangan dengan lebih baik dan meningkatkan kualitas audit (Dunn dan Mayhew, 2004 dalam Primadita, 2012).

4.      Pengaruh Hubungan Interaksi Pengungkapan Sukarela dengan Komite Audit terhadap Asimetri Informasi

Berdasarkan pengujian yang telah dilakukan, hasil penelitian ini menunjukkan bahwa variabel X₁X₄ yang merupakan interaksi antara variabel pengungkapan sukarela dengan komite audit memiliki tingkat signifikansi sebesar  0,464 (>0,05). Dengan demikian, hipotesis keempat (H₄) ditolak, artinya interaksi antara pengungkapan sukarela dengan komite audit tidak berpengaruh terhadap asimetri informasi. Hasil penelitian ini sesuai dengan hasil penelitian dari Aprianti (2014) yang menyatakan bahwa komite audit tidak memiliki pengaruh terhadap pengungkapan sukarela.

Kegagalan komite audit dalam memoderasi pengungkapan sukarela dengan asimetri informasi dapat terjadi karena komite audit tidak mampu memantau kinerja manajemen yang masih melakukan pengungkapan yang tidak berdasar fakta yang ada untuk mendapatkan keuntungan (Baroko, 2007; Aprianti, 2014). Ketidakmampuan komite audit memantau manajemen terjadi karena kurangnya frekuensi rapat yang dilakukan membuat kemampuan komite audit dalam memberikan tekanan tambahan kepada manajemen dalam melakukan pengungkapan menjadi tidak optimal sehingga menyebabkan kualitas laporan keuangan menjadi kurang baik (Barros, 2013).

5.      Pengaruh Hubungan Interaksi Audit Tenure dengan Komite Audit terhadap Asimetri Informasi

Berdasarkan pengujian yang telah dilakukan, hasil penelitian ini menunjukkan bahwa variabel X₂X₄ yang merupakan interaksi antara variabel audit tenure dengan komite audit memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,022 (<0,05). Dengan demikian, hipotesis kelima (H₅) diterima, artinya interaksi antara audit tenure dengan komite audit berpengaruh terhadap asimetri informasi.

Hasil penelitian ini sesuai dengan hasil penelitian yang dilakukan oleh Wakum (2014), Kanagaretnam (2007) dan Elbadry (2013). Wakum (2014) menemukan bahwa keberadaan komite audit mampu memoderasi pengaruh negatif audit tenure terhadap asimetri informasi. Keberadaan komite audit dalam perusahaan perbankan terbukti telah mampu mengurangi efek asimetri informasi yang muncul ketika audit tenure dibatasi oleh pemerintah. Keberadaan komite audit tersebut dapat dikatakan mampu memastikan efektivitas peran dan fungsinya terkait proses pengawasan pelaporan keuangan. Hal tersebut serupa dengan hasil penelitian Kanagaretnam (2007) dan  Elbadry (2013) yang menyatakan bahwa keberadaan komite audit sebagai bagian dari mekanisme good corporate governance terbukti mampu mengurangi asimetri informasi.

6.      Pengaruh Hubungan Interaksi Auditor Spesialis dengan Komite Audit terhadap Asimetri Informasi

Berdasarkan pengujian yang telah dilakukan, hasil penelitian ini menunjukkan bahwa variabel X₃X₄ yang merupakan interaksi antara variabel auditor spesialis dengan komite audit memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,012 (<0,05). Dengan demikian, hipotesis keenam (H₆) diterima, artinya interaksi antara auditor spesialis dengan komite audit berpengaruh terhadap asimetri informasi.

Hasil penelitian ini sesuai dengan penelitian yang dilakukan oleh Putri dan Wiratmaja (2015). Sedangkan penelitian ini tidak sesuai dengan hasil penelitian yang dilakukan oleh Setiawan dan Fitriany (2011) yang menyatakan bahwa komite audit tidak berperan memperkuat pengaruh positif auditor spesialis terhadap kualitas audit. Dalam penelitian tersebut dinyatakan bahwa jika auditor sudah spesialis maka komite audit tidak berpengaruh meningkatkan kualitas audit.

Penelitian ini menunjukkan hasil bahwa komite audit mampu memoderasi pengaruh auditor spesialis terhadap asimetri informasi. Hal ini dikarenakan adanya komite audit dapat membantu auditor spesialis untuk semakin mengurangi ketidakseimbangan informasi yang terjadi di perusahaan. Komite audit dinilai dapat menjalankan perannya sesuai dengan tujuan dibentuk komite audit dalam perusahaan yaitu agar membantu kinerja dari dewan komisaris dalam memantau setiap laporan yang dilakukan oleh manajemen. Keberadaan komite audit akan memunculkan komunikasi yang baik dengan auditor dalam menkomunikasikan permasalahan audit serta menemukan jalan keluar sehingga akan mendorong hasil audit yang lebih berkualitas (Putri dan Wiratmaja, 2015)