Testes de diferença de média

Os resultados analisados até o momento sinalizam que a segunda hipótese da pesquisa não pode ser confirmada. Isso porque os retornos verificados na janela do evento na amostra BR-GAAP são maiores e apresentam maior significância estatística do que os verificados na janela do evento na amostra IFRS-GAAP.

A fim de confirmar essa suposição, foi realizado complementarmente o teste não paramétrico de Wilcoxon-Mann-Whitney para amostras independentes. De acordo com Levine e outros (2011) caso os tamanhos de amostras sejam pequenos e não se consiga supor que os dados são extraídos de populações normalmente distribuídas, esse teste é uma alternativa ao teste t para diferença de médias. Essa escolha foi feita porque as populações objeto de teste foram os retornos acumulados das ações (CARt) em períodos de acumulação diários curtos,

ou seja, em que a amostra (N) seria inferior a 30 (N < 30): -3 a +3 (janela do evento); -1 a +1; -3 a +5.

A seguir é apresentada uma tabela com o resultado do teste resumido:

Tabela 10 - Teste diferença de média para amostras segregadas por ano

Amostra segregada por ano (2007-2008; 2009-2011)

Hipótese testada: _{IFRSGAAP > BRGAAP}

Período de acumulação Mediana Valor p

9 dias (-3 a +5) -0,00450591 0,968737145 7 dias (-3 a + 3) -0,007495457 0,999708625

3 dias (-1 a +1) -0,005072349 1

O teste da classificação de Wilcoxon é utilizado para testar se existe alguma diferença entre duas medianas, no caso se uma mediana (IFRS-GAAP) é maior que a outra (BR-GAAP). Trata-se de uma alternativa não- paramétrica ao teste t para diferença entre duas médias, conforme Levine e outros (2011). A amostra selecionada, no presente caso, foi dos retornos anormais acumulados (CARt) nos períodos de acumulação acima. Fonte: Elaborada pela autora

Como se verifica na tabela 10 em todos os períodos de acumulação testados a hipótese nula, ou seja, : não pode ser rejeitada, uma vez que o valor-p é maior do que 0,05 (nível de significância adotado). Segundo Levine e outros (2011) valor-p é a probabilidade de ser obtida uma estatística de teste igual ou mais extrema do que o resultado da amostra, considerando que a hipótese nula, H0, seja verdadeira.

O mesmo teste foi realizado com a amostra “Boas notícias”, segregada por ano, tendo o seguinte resultado resumido:

Tabela 11 - Teste de diferença de média para sub-amostra “Boas notícias” segregada por ano

Amostra "Boas notícias" segregada por ano Hipótese testada: IFRSGAAP > BRGAAP

Período de acumulação Mediana Valor p

9 dias (-3 a +5) -0,00420808 0,980008227 7 dias (-3 a + 3) -0,00609017 0,999708625

3 dias (-1 a +1) -0,00464017 1

O teste da classificação de Wilcoxon é utilizado para testar se existe alguma diferença entre duas medianas, no caso se uma mediana (IFRS-GAAP) é maior que a outra (BR-GAAP). Trata-se de uma alternativa não- paramétrica ao teste t para diferença entre duas médias, conforme Levine e outros (2011). A amostra selecionada, no presente caso, foi dos retornos anormais acumulados (CARt) nos períodos de acumulação acima. Fonte: Elaborada pela autora

Observando-se o valor-p, tem-se, novamente, que a hipótese nula não pode ser rejeitada.

Tendo em vista os resultados obtidos acima, foi testada alternativamente a hipótese inversa, ou seja, : . Nesse caso, os valores-p obtidos foram todos inferiores a 0,05, indicando a plausibilidade de rejeição da hipótese nula, ou seja, os retornos anormais da amostra 2007-2008 nos períodos de acumulação considerados acima, foram maiores do que no ano de 2009-2011.

CONSIDERAÇÕES FINAIS

Os objetivos da presente dissertação foram verificar se a divulgação das demonstrações contábeis e financeiras anuais das empresas do setor elétrico, no período em análise, gerou retornos anormais das ações integrantes da amostra, bem como, se foi possível afirmar que a divulgação nos padrões internacionais de contabilidade (IFRS-GAAP), a partir de 2009, provocou retornos anormais mais significativos e relevantes estatisticamente do que a divulgação nos padrões brasileiros (BR-GAAP).

Para tanto foi escolhido o método de estudo de evento, com base no trabalho de Mackinlay (1997). A utilização do método em questão para atingir ao objetivo pretendido, especialmente no que tange à averiguação dos efeitos a partir de 2009, com a aplicação das normas IFRS, já foi explorada por Lima (2010), o qual partiu de uma amostra mais abrangente de ações integrantes do índice Bovespa, ou seja, sua análise não foi setorial como no presente caso.

De acordo com os resultados analisados foi verificada uma reação antecipada um dia antes do evento para a amostra total. Alguns autores como Perobelli e Ness Jr. (2000) e Lima e Terra (2004) atribuem a reação antecipada ao “vazamento” de informações, entretanto, outros fatores podem estar relacionados a esta antecipação. Uma possibilidade aventada é a falta de precisão da data da divulgação em virtude de existirem várias fontes de informações; outra possibilidade é o fato de algumas empresas anunciarem previamente a data em que disponibilizarão suas informações, podendo provocar uma reação do mercado antecipada em função das expectativas dos investidores que já conhecem os resultados trimestrais e as previsões dos analistas.

No tocante à segregação de carteiras entre “Boas notícias” e “Más notícias” foi verificado retorno anormal na amostra “Boas Notícias”, na data do evento, com nível de significância estatística de 10%, bem como nos dias -2 e -1, com significância estatística de 5%, não tendo sido observado retorno anormal com significância estatística mínima de 10% em nenhum dia na carteira “Más notícias”. O resultado verificado na carteira “Boas Notícias” corrobora o de Perobelli e Ness Jr. (2000) em pesquisa realizada com empresas integrantes do Ibovespa, sem segregação setorial, sendo a principal diferença a que no presente caso os retornos concentraram-se nos dias -2 e -1, além da data do evento e, na outra pesquisa, além de ocorrerem na data do evento, foram registrados nos dias que a sucederam, ou seja, dias +1 e +2. Outra diferença é que tanto no estudo de Perobelli e Ness Jr. (2000) como no de

Bernardo (2001) e Lima e Terra (2004) a reação antecipada do mercado predominou em relação à carteira de “Más notícias”. No presente trabalho, chamou à atenção o fato de a carteira de “Más notícias” não apresentar qualquer reação com significância estatística em relação à divulgação dos resultados.

Com relação às duas segregações de amostra realizadas com o objetivo de testar a segunda hipótese da pesquisa, ou seja, visando a comparar o comportamento dos retornos no período antes e após aplicação das normas IFRS: por ano e por carteira de “Boas notícias” e ano, não foi registrado retorno anormal na data do evento em nenhuma das amostras estudadas. Todavia, foram percebidos retornos anormais na janela do evento principalmente no período BR-GAAP (2007-2008). No caso da amostra IFRS-GAAP (2009-2011) somente nos dias +4 e +5 há retornos com alguma significância estatística (10%).

Os resultados apresentados confirmam a primeira hipótese levantada, uma vez que foram registrados retornos anormais em torno da data da publicação das demonstrações contábeis e financeiras das empresas do setor de energia elétrica no período de 2007 a 2011, o que indica que as informações contábeis trazem novidades ao mercado. Do ponto de vista da hipótese de eficiência de mercado, há uma constatação aparentemente antagônica: ao mesmo tempo em que a incorporação da nova informação ao valor das ações indica que o mercado é eficiente na forma semiforte em relação às informações contábeis, o fato de os retornos anormais ocorrerem antecipadamente à publicação das informações poderia sugerir justamente o contrário. Todavia, como já mencionado, o fato de terem sido registrados retornos anormais significativos anteriormente à data de publicação dos demonstrativos não significa necessariamente que as informações tenham “vazado”, mas sim que eram previsíveis.

Quanto à investigação da segunda hipótese da pesquisa, não foi confirmada, mas por outro lado, trouxe informações que merecem reflexões a respeito. Os retornos verificados na amostra IFRS- GAAP (2009-2011) não foram maiores do que os retornos da amostra BR- GAAP (2007-2008) e tampouco tiveram maior significância estatística. Ademais, conquanto na amostra BR-GAAP os investidores pareceram se antecipar à divulgação das informações contábeis (dias -2 e -1), na amostra IFRS-GAAP o que ocorreu foi justamente o contrário, havendo uma reação tardia (dias +4 e +5). O fato de os retornos serem maiores na janela do evento nos anos de BR-GAAP (2007-2008) traz indícios de uma possível leitura negativa dos investidores sobre a aplicação das normas IFRS para o setor elétrico. Esse resultado é consistente com o de Armstrong e outros (2010), muito embora a pesquisa destes não seja

setorial, que verificaram aumento da reação negativa do mercado em face da aplicação do IFRS nos países de “Code Law” da União Europeia, o que foi justificado pelo fato de os investidores não esperarem grandes benefícios decorrentes da aplicação das normas IFRS em tais países em função do menor nível de exigência do seu cumprimento pelos órgãos reguladores. Por outro lado, a reação tardia relativa ao período de IFRS-GAAP (2009-2011) pode indicar também certa dificuldade do mercado na assimilação das novas normas.

Embora a presente pesquisa tenha encontrado indícios de que os investidores reagiram diferentemente às publicações das demonstrações contábeis antes e após a aplicação das normas IFRS, esse tema é bastante complexo e merece maior aprofundamento. Uma sugestão para futuros trabalhos seria incluir no estudo de eventos a análise de indicadores econômicos dos formulários de referência (lucro por ação, patrimônio líquido, EBITDA) das empresas do setor elétrico de tal sorte a correlacioná-los com preços ou retornos das ações nas carteiras segregadas pelos períodos antes e após a aplicação das normas IFRS, objetivando identificar se com a aplicação do IFRS houve aumento dessa correlação entre informação contábil e preço/retorno de ações. Seria igualmente interessante fazer um comparativo entre o impacto do IFRS em setores regulados (como o de energia elétrica e financeiro, por exemplo) e os demais setores visando a confirmar as hipóteses levantadas por Sarlo Neto, Lopes e Loss (2002) segundo as quais nos setores regulados há menor associação entre a informação contábil e o retorno das ações. Por fim, outra possibilidade de estudo bastante pertinente seria ampliar o período da pesquisa, incluindo as informações trimestrais para confirmar se o padrão se mantém o mesmo.

Devem ser apontadas também algumas limitações da presente pesquisa, sendo a principal delas o fato de a análise envolver o período da crise de 2008, o que gerou grande volatilidade no mercado, podendo ter repercutido no cálculo do retorno anormal. Outra limitação refere-se ao reduzido tamanho da amostra, o que dificultou especialmente as segregações. Por fim, quanto à data da publicação das informações contábeis, pelo fato de haver diversas fontes de informações não se descarta a existência de alguma divergência.

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