Análise dos Accruals

4.3.1. Introdução

Neste ponto efectua-se a análise dos accruals, respondendo à seguinte hipótese:

HIPÓTESE 2: “Quando o resultado líquido é próximo de zero, os gestores das

empresas são incentivados a manipular certas contas dos accruals.”

Pretende demonstrar-se se o valor das contas usadas por força do citado princípio contabilístico (do acréscimo) em termos de ACTIVO, superou o valor das contas em termos do PASSIVO, Ou seja, sabendo que:

• Acréscimos de Proveitos (AP) e Custos Diferidos (CD) são contas do ACTIVO

• Acréscimos de Custos (AC) e Proveitos Diferidos (PD) são contas do

PASSIVO

De facto, aumentos das duas contas do ACTIVO traduzem-se em aumentos do lucro (ou redução do prejuízo), enquanto, inversamente, aumentos das contas do PASSIVO se traduzem em reduções do lucro (ou aumentos de prejuízos).

Assim, se num dado ano, a diferença, entre as contas do ACTIVO, Acréscimos de Proveitos e Custos Diferidos, e as contas do PASSIVO, Acréscimos de Custos e Proveitos Diferidos, for positiva, poder-se-ia concluir que, se o regime aplicado pela Gestão/Administração das empresas fosse o de Caixa, e não o económico, o resultado do exercício viria diminuído; pelo contrário se a mesma diferença atrás referida for nula, significaria que o resultado do exercício (lucro ou prejuízo) manter-se-ia inalterado, ou seja, que a aplicação da norma contabilística em teste - princípio do acréscimo - não teria provocado qualquer impacto em termos do desempenho (gestão do

43 negócio) da administração. O regime financeiro por mera casualidade coincidira com o regime económico.

4.3.2. Dados e observações outliers

Os dados utilizados para a análise da hipótese constam das tabelas 7, 8 e 9, e referem-se aos acréscimos e diferimentos activos e passivos nos anos de 2002, 2003 e 2004, respectivamente.

Procedeu-se à análise de observações extremas (outliers) dos acréscimos e diferimentos activos e passivos através de diagramas tipo caixa (figura 3 – ano de 2002; figura 4 – ano de 2003 e figura 5 – ano de 2004), tendo-se identificado a presença de dois outliers extremos em 2002, os casos 16 e 20 da amostra, que correspondem às organizações FUTEBOL CLUBE DO PORTO, FUTEBOL, SAD, cujos valores do Acréscimos de Proveitos e Custos Diferidos estão perto de 40%, e GESTNAVE- PRESTAÇÃO DE SERVIÇOS INDUSTRIAIS, SA, que apresenta valores de Acréscimos de Custos e Proveitos Diferidos perto de 65%, quatro outliers extremos em 2003, os casos 50, 54, 21 e 20 da amostra, que correspondem às organizações SOLVERDE-SOC. INVEST. TURÍSTICOS NA COSTA VERDE, SA, SPORT LISBOA E BENFICA - FUTEBOL, SAD e GRUPO MEDIA CAPITAL, SGPS, SA, cujos valores do Acréscimos de Proveitos e Custos Diferidos estão acima de 15%, e GESTNAVE-PRESTAÇÃO DE SERVIÇOS INDUSTRIAIS, SA, que apresenta valores de Acréscimos de Custos e Proveitos Diferidos perto de 65% e de cinco outliers extremos em 2004, os casos 50, 54, 16, 21 e 20 da amostra, que correspondem às organizações SOLVERDE-SOC. INVEST. TURÍSTICOS NA COSTA VERDE, SA, SPORT LISBOA E BENFICA - FUTEBOL, SAD, FUTEBOL CLUBE DO PORTO, FUTEBOL, SAD e GRUPO MEDIA CAPITAL, SGPS, SA, cujos valores do Acréscimos de Proveitos e Custos Diferidos estão acima de 15%, e GESTNAVE- PRESTAÇÃO DE SERVIÇOS INDUSTRIAIS, SA, que apresenta valores de Acréscimos de Custos e Proveitos Diferidos perto de 45%.

44 Note-se que ao efectuar uma primeira repetição da análise, sem estes dados, verificou-se que no ano de 2004, o caso 5 da amostra, que corresponde à organização COFACO-COMERCIAL E FABRIL CONSERVAS, SA, cujos valores do Acréscimos de Proveitos e Custos Diferidos são cerca de 12%, e o caso 18 da amostra, que corresponde à organização GDP-GÁS DE PORTUGAL-SGPS, SA, que apresenta valores de Acréscimos de Custos e Proveitos Diferidos perto de 35% também passaram a ser considerados como outliers, pelo que serão também retirados da análise.

A análise será efectuada, excluindo os dados correspondentes a estas organizações, pois o facto de serem outliers extremos provoca influências nos resultados da análise.

4.3.3. Modelo de Regressão

Pretende-se testar se a diferença entre os acréscimos e diferimentos activos

(APCD) e os acréscimos e diferimentos passivos (ACPD), (APCD – ACPD), é igual a zero simultaneamente nos anos de 2002, 2003 e 2004. Assim propõe-se o modelo de regressão seguinte com o pressuposto de homoscedasticidade (hipótese de igual variância do termo de perturbação aleatório relativo às empresas incluídas)

i 1 2 i 3 i i

APCD−ACPD = β + β (ID01=2002) + β (ID01=2004) +u

Em que as variáveis incluídas representam:

APCD = Acréscimos de Proveitos e Custos Diferidos em percentagem do activo líquido;

ACPD = Acréscimos de Custos e Proveitos Diferidos em percentagem do passivo; APCD-ACPD, em %.

45 ID01=2002, variável dummy que assume o valor 1, quando a observação sobre as empresas diz respeito ao ano de 2002, e o valor 0, caso contrário (ou seja para os anos de 2003 e 2004)

ID01=2004, variável dummy que assume o valor 1, quando a observação sobre as empresas diz respeito ao ano de 2004, e o valor 0 em caso contrário (ou seja para os anos de 2002 e 2003)

u, representa as perturbações aleatórias atribuídas a erros ou a variáveis negligenciáveis.

O modelo é estimado pelo método dos mínimos quadrados usando de uma só vez toda a informação útil (sem as empresas tidas como outliers) e apresenta-se na tabela 10.

Esta equação pode ser reescrita para cada um dos anos em análise, 2002, 2003 e 2004, assumindo a sua esperança matemática as expressões que se apresentam.

Para o ano de 2002, o que implica que as variáveis dummy ID01=2002 e

ID01=2004 assumam os valores 1 e 0 respectivamente, resulta

i 1 2

E(APCD−ACPD) = β + β .

Para o ano de 2003, o que implica que as variáveis dummy ID01=2002 e

ID01=2004 assumam os valores 0 e 0 respectivamente, resulta E(APCD−ACPD)_i = β₁

.

Para o ano de 2004, o que implica que as variáveis dummy ID01=2002 e

ID01=2004 assumam os valores 0 e 1 respectivamente, resulta

i 1 3

E(APCD−ACPD) = β + β .

Pretendendo-se ensaiar a hipótese de que a variável dependente é igual a zero, simultaneamente em cada um dos 3 anos da análise, 2002, 2003 e 2004, efectua-se o

teste conjunto de 3 restrições com a hipótese nula,

0 : 1 + 2 =0, 1 =0, 1+ 3 =0

46 rejeitar a hipótese nula, portanto as diferenças APCD-ACPD não são simultaneamente nulas para os três anos em análise, (F=56,16132 com p=0,0000).

Note-se que a hipótese nula aqui considerada é equivalente a = 0, =

0 = 0.

Conclui-se pois, ao nível de significância de 5% que as diferenças, em simultâneo, não são nulas. De resto os testes de hipótese, para cada uma das 3 restrições agora individualmente consideradas, implicam a mesma decisão.

Procede-se também ao teste de hipótese de homoscedasticidade (hipótese nula) dos termos de perturbação (tabela 12), considerando a possibilidade de heteroscedasticidade mais geral através do teste de White. Deste teste resulta que se conserva a hipótese nula, sendo pois a hipótese de igual variância para as diversas empresas e nos diversos anos confirmada estatisticamente (admitindo nível de

significância de 5%). Este resultado implica a correcção da hipótese

homoscedasticidade assumida anteriormente e, em consequência, a validade dos testes estatísticos efectuados.

4.3.4. Teste t para amostras emparelhadas

Complementarmente, avalia-se a diferença entre as contas do activo (APCD) e as contas do passivo (ACPD) num determinado ano, através da utilização do teste t para amostras emparelhadas. Não se incluem nesta análise as observações outliers acima identificadas.

Os resultados obtidos para os anos de 2002, 2003 e 2004, constam das tabelas 13, 14 e 15, respectivamente.

O valor de prova do teste t é inferior a 5% nos três anos em análise, rejeita-se a hipótese nula, ou seja, há diferenças estatisticamente significativas entre as contas do activo (APCD), e as contas do passivo (ACPD), nos três anos em análise.

47 Para aplicar um teste estatístico paramétrico, é também necessário verificar o pressuposto da normalidade das distribuições das variáveis, o que pode ser realizado com o teste K-S, já explicado. Os resultados para os três anos estão descritos nas tabelas 16, 17 e 18, respectivamente.

Para que se possa aplicar um teste paramétrico, tem que verificar-se H0 o que,

neste caso, não se verifica para os três anos em análise, pois os valores de prova são inferiores a 5%, pelo que se rejeita a hipótese nula. O teste paramétrico será confirmado pelo teste não paramétrico equivalente, o teste do sinal de Wilcoxon para amostras emparelhadas. Os resultados obtidos para cada um dos anos, constam das tabelas 19, 20 e 21.

O valor de prova é inferior a 5% nos três anos, rejeita-se a hipótese nula, ou seja, existem diferenças estatisticamente significativas entre valores medidos em cada um dos anos. Confirmam-se as conclusões do teste t para amostras emparelhadas nos três anos em apreço.

As estatísticas descritivas mais relevantes constam das tabelas 22, 23 e 24. Os valores médios anuais encontram-se descritos nos gráficos das tabelas 6, 7 e 8.

4.3.5. Conclusão

A análise revela que existem diferenças significativas entre os acréscimos e diferimentos activos (APCD) e os acréscimos e diferimentos passivos (ACPD) nos três exercícios em apreço. O teste t para amostras emparelhadas (confirmado pelo teste não paramétrico de Wilcoxon) reafirma essas mesmas diferenças, e demonstra que os acréscimos e diferimentos passivos são substancialmente superiores aos acréscimos e diferimentos activos em todos os exercícios analisados, contrariando a hipótese de trabalho. Assim, a aplicação por parte dos órgãos de gestão das empresas do princípio do acréscimo em detrimento do regime de caixa, originou uma diminuição do resultado

48 dos exercícios económicos e consequentemente uma sub-avaliação dos seus capitais próprios.

49