CONTEÚDO INFORMACIONAL RELATIVO DE RECEITAS E DESPESAS: ANÁLISE NO MERCADO ACIONÁRIO BRASILEIRO

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CONTEÚDO INFORMACIONAL RELATIVO DE RECEITAS E DESPESAS: ANÁLISE NO MERCADO ACIONÁRIO BRASILEIRO

RELATIVE INFORMATION CONTENT OF REVENUES AND EXPENSES: AN ANALYSIS IN THE BRAZILIAN STOCK MARKET

Mateus Alexandre Costa dos Santos1

Paulo Roberto Barbosa Lustosa2

Resumo

O objetivo deste estudo é identificar o comportamento do mercado de capitais brasileiro em resposta à divulgação do resultado contábil, sob a perspectiva das receitas e despesas divulgadas. Assim, é possível avaliar se esses componentes expressam conteúdo informacional para o mercado. Foi empregado o estudo de eventos, cuja “data zero” foi o dia da divulgação das demonstrações contábeis trimestrais. Foram analisadas as divulgações de 96 firmas listadas na BOVESPA, entre os anos de 1999 e 2008, perfazendo 2.528 eventos para as receitas e 2.518 para as despesas. Os resultados evidenciam a existência de reações estatisticamente significativas às variações negativas das receitas e despesas, com destaque para as receitas, pois, o mercado apresentou uma maior sensibilidade às suas variações. Quanto às variações positivas, não se observaram retornos anormais significativos. Esses resultados indicam que receitas e despesas possuem conteúdos informacionais distintos e que os participantes do mercado acionário brasileiro são capazes de diferenciá-los.

Palavras-chave: Lucro Contábil. Receitas. Despesas. Retorno Anormal. Estudo de Eventos. Abstract

The objective of this study is to identify the behavior of the Brazilian capital markets capital in response to the accounting earnings announcements, from the perspective of revenues and expenses disclosed. Thus, it is possible to evaluate if those components express information content to market. For this, we have employed the event study, which “zero date” has been the of the quarterly financial statements announcements. We have analyzed the announcements of 96 firms listed in the Sao Paulo Stock Exchange, from 1999 to 2008, totaling 2.528 events for revenues and 2.518 for expenses. Results show statistically significant market responses to negative changes in revenues and expenses, with emphasis on revenues, since the market has presented a greater sensitivity to their variations. Regarding to the positive changes of revenues and expenses, we don’t have observed significant abnormal returns. In sum, revenues and expenses have different information content and participants in the Brazilian stock market are able to differentiate between them.

Keywords: Accounting Earning. Revenues. Expenses. Abnormal Return. Event Study.

1_{Mestre e doutorando pelo Programa Multi-institucional e Inter-regional de Pós-graduação em Ciências} Contábeis – UnB, UFPB, UFRN. Endereço: Av. Epitácio Pessoa, 1705, 2º andar, Bairro dos Estados, João Pessoa, PB. CEP: 58.030-090. Tel.: 83 – 3216-4417 / 9611 – 4900. E-mail: mateusalexandrecs@hotmail.com 2_{Doutor em Contabilidade. Professor de Contabilidade da Universidade de Brasília. Endereço: Campus} Universitário Darcy Ribeiro, Faculdade de Economia, Administração e Contabilidade – FACE. Departamento de Contabilidade e Ciências Atuariais, Brasília, DF. CEP: 70910-900. Tel.: 61 – 3272-9485. E-mail:

lustosa@unb.br

Artigo editado por Luiz Carlos Marques dos Anjos. Recebido em 14/02/2014. Avaliado e recomendado para publicação em 09/11/2014.

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– Uf a l – M a ce ió /AL , Vo l. 6 , Nº 1 , p. 110 -1 2 8 , ja n/a b r. 1 INTRODUÇÃO

Desde a mudança do paradigma normativo da pesquisa contábil para a linha denominada “positiva”, inaugurada pelas pesquisas de Ball e Brown (1968) e Beaver (1968), a informação contábil vem sendo avaliada frente à percepção dos seus usuários, utilizando como proxy desta o mercado de capitais, escolha que é suportada pelas teorias econômicas e de finanças, tais como, teoria da carteira, a hipótese do mercado eficiente, CAPM, teoria da agência etc.

O lucro contábil, por representar uma síntese do resultado empresarial, foi objeto de vários estudos, que o analisaram sob os mais diferentes aspectos, como é o caso de Ball e Watts (1972), Foster (1977), Lev (1989), Bernard e Thomas (1990), Ball (1992), Dechow (1994), Nichols e Wahlen (2004), Landsman, Maydew e Thornock (2012).

Contudo, pouco se tem pesquisado acerca do conteúdo informacional dos seus componentes. Algumas pesquisas, direta ou indiretamente, trataram desse tema, como é o caso de Swaminathan e Weintrop (1991), Ertimur, Livnat e Martikainen (2003), Jegadeesh e Livnat (2006) e, no Brasil, Santos e Lustosa (2008). O que se observa é que essa linha de estudos amplia o escopo da pesquisa acerca do lucro contábil, possibilitando assim analisá-lo de forma mais detalhada, podendo, inclusive, oferecer contribuições para uma melhor compreensão do seu conteúdo informacional e da maneira pela qual ele é percebido pelos participantes do mercado.

Assim sendo, esta pesquisa tem por objetivo identificar o comportamento do mercado de capitais brasileiro, representado pela Bolsa de Valores de São Paulo – BOVESPA, frente à divulgação do resultado contábil, entretanto sob a perspectiva das receitas e despesas divulgadas. Por meio dessa observação, é possível avaliar se essas componentes expressam conteúdo informacional para o mercado. Para atender esta proposta, será utilizada a técnica de estudo de eventos, por meio da qual será respondida a seguinte questão de pesquisa:

“Como o mercado acionário brasileiro reage às variações positivas e negativas de receitas e despesas quando da sua divulgação?”

Este trabalho está estruturado da seguinte maneira: além desta introdução, a segunda seção se refere ao desenvolvimento da hipótese de pesquisa, onde é fornecido o suporte teórico acerca do tema estudado, bem como declarada a hipótese de pesquisa; a terceira parte trata da metodologia utilizada; a quarta apresenta os resultados e as discussões; e a quinta parte apresenta as considerações finais.

2 DESENVOLVIMENTO DA HIPÓTESE 2.1 Referencial teórico

A concepção de que o lucro contábil é substituto para o fluxo de caixa permitiu estabelecer sua relação com o valor da firma, criando, assim, as condições necessárias ao desenvolvimento de pesquisas que o estudaram frente ao mercado de capitais, com destaque ao estudo seminal de Ball e Brown (1968) (WATTS; ZIMMERMAN, 1986; KOTHARI, 2001).

A questão central e a motivação das pesquisas que têm como objetivo estudar o lucro contábil é a premissa de que ele possui conteúdo informacional. De acordo com Santos e Lustosa (2008, p. 90), a surpresa causada pela divulgação do lucro contábil “é o vetor que direciona a taxa de retorno anormal, uma vez que se relaciona com as expectativas de fluxos de caixa, de tal forma que pode se revestir na condição de indicador do nível de risco da empresa.”

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Como o lucro contábil representa uma medida de resultado que está submetida a um conjunto de regras, as quais definem a forma de apuração, o período e quais itens devem ser considerados, é possível inferir que o conteúdo informacional por ele apresentado esteja intimamente ligado com essas regras e, em última instância, com os seus componentes. Desse modo, segundo Santos e Lustosa (2008, p. 92), “[...] é possível estender boa parte das premissas que suportaram as pesquisas que envolveram o lucro contábil e preço das ações aos seus componentes, ou medidas contábeis deles derivadas”.

Variações do lucro podem advir de diversas configurações das variações dos seus componentes. O Quadro 1 apresenta os possíveis cenários decorrentes dessas configurações.

Configuração Variações Receitas (R) Despesas (D) Lucro Contábil |R|>|D| |R|<|D| 1 + + + -2 + - + + 3 - + - -4 - - - +

Quadro 1: Variações do lucro contábil vis-à-vis as configurações das variações dos seus componentes

Fonte: Autores

Assim, variações do lucro contábil aparentemente iguais, inclusive de mesmo valor, podem representar situações completamente distintas, como é o caso das variações resultantes das configurações 1 e 4 apresentadas na Tabela 1. Por exemplo, um aumento de +5 no nível do lucro contábil do período t em relação ao período t-1, poderá advir tanto de uma variação de +10 nas receitas e +5 nas despesas, como de uma variação de –5 nas receitas e –10 nas despesas.

A análise dessas configurações ganha uma maior relevância quando considerados outros aspectos, tais como, o setor de atuação da firma, a sazonalidade das suas operações ou do mercado, seu estágio de maturidade e a sua gestão, os quais podem ser avaliados por meio dos sinais oferecidos por aquelas variações.

Swaminathan e Weintrop (1991), utilizando as previsões do Value Line para as receitas e despesas, verificaram que esses componentes possuem conteúdos informacionais incrementais ao dos lucros. Eles constataram que o mercado reage de forma diferenciada às receitas e às despesas. Os resultados desse estudo indicaram que os participantes do mercado reagiram mais fortemente às surpresas no lucro contábil decorrentes de variações (surpresas) das receitas do que de variações (surpresas) nas despesas.

Os resultados encontrados por Ertimur, Livnat e Martikainen (2003) também indicaram, dentre outras constatações, que os participantes do mercado reagiram mais fortemente ao aumento das receitas do que à redução das despesas. Reações diferenciadas também foram observadas quando consideradas value firms e growth firms (ver Fama & French (1998) para detalhes acerca dessa classificação). Nestes casos, a reação às receitas (surpresas) foi mais forte em relação às growth firms. Por outro lado, o mercado reagiu positivamente naquelas situações

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em que, em value firms, observou-se que a redução das despesas superou a redução das receitas, no entanto, para as growth firms, tal reação foi negativa.

Jegadeesh e Livnat (2006) concluíram que surpresas nos lucros que são acompanhadas por surpresas nas receitas (variações positivas) sinalizam uma maior persistência no crescimento dos lucros futuros, ou seja, as receitas expressam informação incremental. Contudo, foram encontradas evidências de que o mercado reagiu de forma atrasada (underreaction) a tal informação quando da sua divulgação. Além disso, os resultados indicaram que os analistas também demoravam a incorporar em suas previsões as informações expressas pelas surpresas das receitas e dos lucros, o que, segundo os autores, poderia representar um dos fatores que contribuem para a reação atrasada do mercado.

Rees e Sivaramakrishnan (2007) encontraram evidências da existência de uma associação entre a magnitude dos erros de previsão das receitas e os retornos anormais em torno da data de anúncio dos lucros. Eles verificaram que o mercado reage, positivamente ou negativamente, conforme as previsões dos analistas para os lucros tenham sido atingidas ou não, respectivamente, e que tais reações foram mais acentuadas naqueles casos em que as previsões para as receitas também foram atingidas.

A maior importância dada às receitas, de acordo com Ertimur, Livnat e Martikainen (2003), se deve ao fato de que as variações das receitas são mais persistentes, bem como pelo fato de que as variações das despesas, em termos informacionais, são mais “poluídas”, em função de agregarem itens muito heterogêneos (p.ex. despesas fixas e variáveis, despesas decorrentes de ativos fixos e/ou intangíveis etc.), isso considerando a demonstração do resultado norte-americana. Adicionalmente, outro aspecto é a maior facilidade de implementar uma manipulação contábil para as despesas, o que as torna menos informativas.

Pesquisas que tratam desse tema tendo como objeto o mercado acionário brasileiro são escassas. Contudo, é possível citar Santos e Lustosa (2008), que testaram a relação entre o preço das ações e as receitas e despesas. Contrariamente aos estudos acima mencionados, os resultados dessa pesquisa mostraram que as variações das despesas apresentaram uma relação positiva e estatisticamente consistente com a variação do preço das ações, enquanto para as receitas, tal relação se mostrou negativa e não significativa. Entretanto, vale salientar que esse estudo possui limitações metodológicas que podem ter contribuído para esse resultado divergente.

De uma maneira geral, levando em conta a relação lucro contábil e fluxos de caixa, o que se pode assumir é que as receitas poderiam sinalizar fluxos de caixas positivos e que as despesas sinalizariam decréscimo desses fluxos em um dado período. Devido a esta natureza, esses componentes expressariam conteúdos informacionais distintos, causando, dessa forma, reações também diferenciadas de acordo com o seu comportamento. Assim, ao se assumir essa perspectiva, a análise do lucro contábil ganha uma nova dimensão, a qual considera a variabilidade dos seus componentes vis-à-vis a sua própria variabilidade, podendo oferecer explicações adicionais à forma pela qual os participantes do mercado interpretam o conteúdo informacional do lucro contábil.

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Considerando a possibilidade de o mercado reagir ao conteúdo informacional das receitas e despesas, estrutura-se a seguinte hipótese geral:

Hipótese Geral: o mercado reage de modo diferenciado ao conteúdo informacional das receitas e despesas.

Como será exposto de forma detalhada na seção seguinte, para testar a hipótese ora declarada, será utilizada a técnica de estudo de eventos, por meio da qual serão testadas as seguintes hipóteses operacionais:

H0: RA0 = 0

H1: RA0



0

H0: RAC(-3, +3) = 0

H1: RAC(-3, +3)



0

onde o RA0 representa o retorno anormal na “data zero” e o RAC(-3, +3) o retorno anormal

acumulado ao longo do período compreendido entre os três dias antes e três dias depois da divulgação das demonstrações contábeis, conforme detalhado na seção seguinte.

`

3 METODOLOGIA

Para a consecução do objetivo proposto nesta pesquisa foi empregada a técnica estudo de eventos. Por meio dessa técnica, é possível inferir se um dado evento, no caso a divulgação do lucro contábil (assim como, das receitas e despesas), expressa nova informação para os participantes do mercado, a qual é refletida na mudança no nível ou variabilidade dos preços das ações ou volume negociado, durante um curto período de tempo em torno daquele evento. Em última análise, mede-se o impacto de evento específico sobre o valor de uma firma. (MACKINLAY, 1997; KOTHARI, 2001)

O estudo de eventos consiste, basicamente, na verificação da existência de retornos anormais estatisticamente diferentes da tendência observada, em virtude da ocorrência de um determinado evento. De acordo com MacKinlay (1997), tendo em vista a eficiência do mercado, os efeitos de um evento serão refletidos instantaneamente nos preços das ações, sendo possível então verificar o respectivo impacto econômico por meio de uma medida que pode ser construída utilizando-se preços durante um período de tempo relativamente curto.

Diversos estudos fizeram amplo uso dessa metodologia, tais como, Ball e Brown (1968), Bernard e Thomas (1990) e Campbell e Wasley (1993). No Brasil o estudo de eventos também foi bastante utilizado, como é o caso de Sarlo Neto et al (2005), Martinez (2008) e Paulo, Sarlo Neto e Santos (2012).

3.1 Amostra da pesquisa

O universo de estudo contemplou as firmas listadas na BOVESPA e abrangeu as demonstrações de resultado trimestrais (DRE) e as cotações diárias das ações no período de janeiro de 1999 a março de 2008. Todos os dados foram obtidos no banco de dados Economática®.

No que se refere às DRE, foram consideradas as observações trimestrais entre o 3º trimestre de 1999 e 1º trimestre de 2008. Em relação às ações, foi dada prioridade àquelas do tipo preferencial, em virtude da sua maior liquidez. Como regra geral, os preços considerados foram os de fechamento na data desejada, ou na data imediatamente posterior, os quais foram ajustados pelos proventos, conforme o critério adotado pela Economática®.

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Em relação aos trimestres, só compuseram a amostra aqueles para os quais houvesse sido apresentada a DRE trimestral e estivessem disponíveis, pelo menos, 20 cotações diárias, tanto no seu curso quanto no curso do trimestre imediatamente anterior.

96 firmas atenderam os critérios estabelecidos, as quais estão distribuídas entre 5.046 firmas-eventos, sendo 2.528 eventos para as receitas e 2.518 eventos para as despesas. Frise-se que a diferença entre tais números deve-se à indisponibilidade de dados. Em algumas DRE os dados das despesas estavam incompletos.

3.2 Receitas e despesas

Para obtenção das receitas e despesas trimestrais, foram realizadas diferenças, em cada ano, entre os valores constantes nas DRE trimestrais para cada um dos itens considerados, na medida em que essas demonstrações apresentam os valores acumulados dos trimestres atual e anteriores.

A variável Receita foi composta pelo somatório dos itens/rubricas Receita Líquida, Receitas Financeiras, Outras Receitas Operacionais e Receitas Não Operacionais. Já a variável Despesa é o resultado do somatório dos itens/rubricas Custo dos Produtos Vendidos, Despesas com Vendas, Despesas Administrativas, Despesas Financeiras, Juros s/Patrimônio Líquido, Outras Despesas Operacionais e Despesas Não Operacionais.

3.3 Evento estudado

A data do evento de interesse considerado, ou seja, o “dia zero”, foi a data de divulgação das demonstrações contábeis trimestrais. Essas datas foram obtidas nas bases de dados da Economática ®, Bovespa ou CVM, sendo considerada, para cada evento, a data mais antiga dentre aquelas disponíveis para cada uma das demonstrações que integraram a amostra estudada.

Foram considerados 2 tipos de eventos, “boas notícias” e “más notícias”, de acordo com os efeitos positivos ou negativos, respectivamente, sobre o lucro contábil, decorrentes das variações trimestrais das receitas e despesas, de modo que foram formadas 4 carteiras.

A classificação do tipo de “notícia” foi realizada por meio do naïve model, ou seja, presume-se que o resultado esperado para uma determinada notícia no trimestre t, será aquele observado para o trimestre t-1. A diferença entre o valor observado e o esperado para trimestre

t é considerado como o valor “não esperado”,



t, que na verdade representa o valor da

“notícia”. Caso



t> 0, ter-se-á uma “boa notícia” quando se tratar das receitas e uma “má notícia” no caso das despesas. Quando do contrário,



t< 0, a classificação se inverterá, isto é, ter-se-á uma “má notícia” para as receitas e uma “boa notícia” para as despesas .

em que: t



= valor não esperado (da receita ou despesa) do trimestre t; t

Desp

c( )

Re = valor da receita (despesa) observado no trimestre t; e

1

) (

Rec Desp t_ = valor da receita (despesa) observado no trimestre t-1.

1

)

(

Re

)

(

Re



_



t t t

c

Desp

c

Desp



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Considerando essa categorização, foram obtidos, para as receitas, 1.509 eventos classificados como “boas notícias” e 1.019 como “más notícias”, já para as despesas, foram obtidos 1.470 eventos considerados como “boas notícias” e 1.048 como “más notícias”.

3.4 Janela de eventos e janela de estimação

A janela de eventos compreendeu os três dias anteriores e posteriores à divulgação, o que resulta em uma janela de 7 dias. Já a janela de estimação foi composta por 100 dias. A Figura 1 apresenta graficamente a disposição dessas janelas de tempo.

         dias 100 Estimação de Janela           7dias Evento de Janela       Evento Pós Janela

Figura 1. Linha de tempo para um estudo de eventos Fonte: Adaptado de MacKinlay (1997)

3.5 Retorno anormal

O retorno anormal (RA) foi obtido por meio do modelo de mercado:

it m t i i it r r 



ˆ 



ˆ 



ˆ onde:

r i,t = Retorno da ação i, no período t;

i



ˆ

= Intercepto da Equação da ação i; i



ˆ _{= Coeficiente Angular da Equação da ação i;}

r m,t = Retorno da carteira de mercado, no período t; e

it



ˆ

_{= Termo de Distúrbio da Equação, no período t.}

Dessa forma, é possível assumir que o RA representa a resposta específica da firma i ao evento analisado, uma vez que os efeitos sistêmicos tendem a ser capturados pelo coeficiente

i



ˆ _{. O retorno anormal da firma i na data τ do evento foi dado por:}



i i m t



i i

r





r



_

_

_

_

_ˆ

_

ˆ

m t i i i R r RAi   



ˆ 



ˆ

Os retornos individuais das firmas e da carteira de mercado, utilizados nesta pesquisa, foram diários e obtidos na forma logarítmica, conforme representado na equação geral abaixo:















1

ln

it it it

P

R

(2)

(3)

(4)

(5)

-103 -3

0

₊₃

T

3

τ

T

2

T

1

T

0

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– Uf a l – M a ce ió /AL , Vo l. 6 , Nº 1 , p. 110 -1 2 8 , ja n/a b r. em que:

Rit = Retorno da Ação da Firma i (iBovespa), no tempo t;

Pit = Preço da Ação da Firma i (pontos do iBovespa), no tempo t; e

Pit-1 = Preço da Ação da Firma i (pontos do iBovespa), no tempo t-1.

Apesar dos retornos diários apresentarem uma variância superior à dos retornos mensais, é válido ressaltar que Brown e Warner (1985), Campbell e Wasley (1993) e MacKinlay (1997), obtiveram resultados satisfatórios considerando retornos diários para realizar estimações utilizando o modelo de mercado, resultados estes que permitem a utilização desse modelo sem maiores restrições.

Para cada um dos eventos, foram realizadas estimações do modelo acima especificado, com base nas séries de retornos das respectivas janelas de estimação. Isso resultou em 2.528 estimações para as receitas e 2.518 estimações para as despesas, cujos respectivos coeficientes foram utilizados para obtenção dos retornos anormais em cada uma das janelas de evento.

Os valores médios dos RA0 e dos

RAC





₁

,



₂



foram obtidos pelas equações (6) e (7),

respectivamente.



   _   ₁ 1 i i RA RA





_

    3 3 2 1,   



RA RAC

em que  representa o número de firmas para as quais haja, pelo menos, um evento relacionado à data τ. No caso desta pesquisa,  é o número de firmas que apresentaram pelo menos 1 trimestre classificado como “boa” ou “má notícia”.

3.6 Testes estatísticos

Foram utilizados 2 testes paramétricos, o teste t e o teste estatístico estandardizado, 1 um não-paramétrico, o rank test (não-parmétrico), sendo este último empregado apenas para o “dia zero”. Também foram realizados testes de igualdade de variâncias. Todos esses testes contemplaram as categorias de cada um dos tipos de eventos considerados, ou seja, para as “boas” e “más notícias”, tanto das receitas quanto das despesas.

De acordo com MacKinlay (1997), a hipótese nula, H0, para os testes paramétricos,

considera que o evento não impacta no comportamento dos retornos, ou seja, que a média dos retornos anormais observados nas datas dos eventos, ou acumulados nas janelas dos eventos, são estatisticamente iguais à média dos retornos anormais das janelas de estimação. Essa premissa assume uma distribuição normal dos retornos anormais.

Os testes t são obtidos por meio das seguintes equações:

 

~ (0,1) 1 N RA s RA  









 

, ~ (0,1) 3 3 2 1 2 N RA s RAC   







   

A equação (8) trata do teste para o retorno anormal médio na data τ, enquanto a equação (9) refere-se ao retorno acumulado médio da janela de eventos.

(8)

(9)

(6)

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O desvio padrão dos retornos anormais médios,

s

 

RA

 , é obtido da seguinte maneira:







   



4 103 2

99

1

t t t

RA

O RAé a média dosRAde cada um dos dias da janela de estimação, ou seja:



   



4 103

100

1

t t t

RA

Em virtude das séries de retornos das firmas se referirem a períodos comuns, é provável a existência de correlação entre as séries de retornos anormais, fenômeno denominado dependência cross-section. De acordo com Bernard (1987), esse problema é típico dos estudos que analisam a reação do preço das ações a um dado evento e tem como consequência a imposição de um substancial grau de viés sobre os erros-padrões estimados, implicando assim em inferências incorretas.

Com o intuito de mitigar parcialmente os efeitos da dependência cross-section, será utilizado o teste estandardizado, na medida em que ele servirá como parâmetro para a análise do teste t. Segundo Campbell e Wasley (1993), o teste estandardizado assume a independência cross-section nos retornos anormais individuais de uma ação. De acordo com os resultados obtidos por Brown e Warner (1985), a estandardização aprimora a sensibilidade de detecção de um possível retorno anormal, isso considerando os resultados obtidos por meio do teste t utilizando séries ajustadas para eliminar aquela dependência.

Considerando o retorno anormal do “dia zero” e o retorno anormal acumulado na janela de eventos, esse teste é calculado da seguinte forma:



          1 3 1 i i it s RA

L

A

R



  





3 3 4   



onde L representa o número de dias da janela de eventos, RA representa o retorno anormal médio estandardizado dia τ da janela de eventos, e é dado por :



                  1 i i i s RA x

e o desvio padrão, si, é obtido por meio da seguinte equação:







   



4 103 2

99

1

t t t it

RA

Adicionalmente, investigou-se o retorno anormal verificado para o “dia zero” por meio do rank test. Esse teste, equação (16), compara a posição (rank) média do evento analisado (K0

) com a posição (rank) média esperada, assumindo a ausência de retorno anormal (Cowan, 1992, Mackinlay, 1997) (no caso,

K



0 ,

5 

101 ₂

)

(10)

(11)

(12)

(15)

(13)

(14)

(11)

Re

Cont:

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



12 100 0 2 0

101 _













_







  t t

K

r

em que: 0

K

= representa a posição média (rank) do “dia zero” em cada evento; K = representa a posição media esperada para K₀, onde

2

101

5 ,

0 



K

Já em relação às variâncias das séries dos retornos anormais das janelas de estimação, será realizado o teste de igualdade de séries, onde será testada a hipótese nula de igualdade entre as variâncias das séries de “boas notícias” e “más notícias”, tanto para as receitas como para as despesas. Os métodos utilizados serão o F-test, Barlett, Levene e Brown-Forsythe.

4 RESULTADOS

Em um primeiro momento foram obtidas as estatísticas descritivas dos retornos anormais para cada uma das séries de “notícias”, a fim de verificar as propriedades dessas séries temporais, conforme evidenciado na Tabela 1.

Tabela 1: Propriedades dos retornos anormais diários.

Receitas Despesas

“Boas Notícias” “Más Notícias” “Boas Notícias” “Más Notícias” Média (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000) Mediana (0,0001) (0,0002) (0,0001) (0,0001) Máximo 0,0045 0,0041 0,0041 0,0047 Mínimo (0,0057) (0,0042) (0,0041) (0,0054) Desvio-Padrão 0,0017 0,0019 0,0017 0,0020 Assimetria (0,4471) 0,0310 (0,1516) 0,1058 Curtose 3,7544 2,2235 2,6630 2,7034 Jarque-Bera 5,7038 2.5282 0,8562 0,5529 Probabilidade 0,0577 0.2825 0,6517 0,7585

As estatísticas evidenciadas se referem às 100 observações da janela de estimação média. A série Receitas “Boas Notícias” contém 1.509 observações e a “Más Notícias” 1.019 observações. A série Despesas “Boas Notícias” contém 1.470 observações e a “Más Notícias” 1.048 observações.

De forma geral, as séries possuem características semelhantes, tanto na comparação entre as receitas e despesas, quanto entre as carteiras. Todas as séries, conforme observado no resultado da estatística Jarque-Bera, possuem distribuição normal, uma vez que não foi possível rejeitar a hipótese nula de normalidade desse teste. Essas constatações indicam que os

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resultados a serem observados nos testes paramétricos podem ser considerados consistentes para a inferência acerca da hipótese nula de que o

RA

 (ou RAC





1,



2



) é igual a zero.

A fim de avaliar a probabilidade da ocorrência de um evento negativo ou positivo, foi realizado o teste de igualdade para variâncias, oportunidade em que foi testada a hipótese nula dessa igualdade entre as categorias de cada um dos eventos. A Tabela 2 apresenta os resultados obtidos.

Tabela 2: Teste para igualdade de variâncias entre séries Painel A : Receitas

Método Graus de liberdade Valor Probabilidade F-test (99, 99) 1,2069 0,3510 Bartlett 1 0,8696 0,3510 Levene (1, 198) 2,8748 0,0915 Brown-Forsythe (1, 198) 2,6963 0,1022 Bartlett weighted standard deviation: 0,0018

Painel B: Despesas

Método Graus de liberdade Valor Probabilidade F-test (99, 99) 1,3990 0,0965

Bartlett 1 2,7630 0,0965

Levene (1, 198) 2,8209 0,0946 Brown-Forsythe (1, 198) 2,8109 0,0952 Bartlett weighted standard deviation: 0,0018

Ho: Variância dos RA da Janela de Estimação das Receitas “Boas Notícias” = Variância dos RA da Janela de Estimação das Receitas “Más Notícias”. As séries contêm 100 observações, estas obtidas pela média das observações de cada um dos dias das janelas de estimação.

Como é possível verificar na Tabela 3, em todos os testes, a hipótese nula de igualdade das variâncias das séries, tanto das receitas quanto das despesas, não foi rejeitada. Esses resultados, juntamente com aqueles relacionados às propriedades das séries temporais dos retornos anormais diários, reforçam as conclusões a serem alcançadas por meio dos testes paramétricos, uma vez que as séries, de cada evento, apresentam sinais de semelhança entre si, permitindo, assim, que os resultados obtidos para cada uma delas sejam passíveis de comparação.

Depois de realizados todos os procedimentos para obtenção dos retornos anormais médios das janelas de eventos para as categorias analisadas para cada um dos eventos, conforme descrito na seção 3, foram obtidos os valores evidenciados nas Tabelas 3 e 4, os quais,

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especificamente em relação aos retornos anormais médios diários, também foram plotados nos gráficos das Figuras 1 e 2, respectivamente.

Tabela 3: Resultados das janelas de eventos - Receitas. Painel A: “Boas Notícias”

Dias Teste t Teste Estandardi-zado Rank test -3 (0,0006) 0,1994 -2 (0,0007) 0,4106 -1 0,0034 1,9335 0 (0,0005) 2,0035 (0,2855) 2,0035** 2,0501** 1 0,0005 0,4427 2 0,0017 0,2392 3 0,0007 0,0045 0,5854 5,8144 1,0072 2,1976** Painel B: “Más Notícias” Dias Teste t Teste Estandardi-zado Rank test -3 (0,0008) (0,5410) -2 (0,0020) (1,0593) -1 0,0017 0,6947 0 (0,0062) (4,1826) (3,3328)*** (4,1825)*** (2,7361)*** 1 (0,0019) (3,0340) 2 (0,0044) (3,9438) 3 (0,0053) (0,0189) (3,0553) (15,121242) (3,8306)*** (5,7153)***

São evidenciados, para cada dia da janela de eventos, os retornos anormais médios e os retornos anormais médios estandardizados. Para cada evento, “Boas Notícias”, Painel A, e “Más Notícias”, Painel B, são apresentados os retornos anormais médios acumulados, os retornos anormais médios estandardizados, os testes t e estandardizado, para o “dia zero” e para o acumulado da janela de eventos. * significativo a 10%, ** significativo a 5%, *** significativo a 1%

Tabela 4: Resultados das janelas de eventos - Despesas. Painel A: “Boas Notícias”

Dias Teste t Teste

Estandardi-zado Rank test -3 (0,0022) (0,5847) 

RA

RAC





1,



2



R

A

_i





R

A



(



1

,



2

)



RA

RAC



1,2



RAi 

RA

RAC



1,2



)

,

(



₁



₂

A

R



)

,

(



₁



₂

A

R



 i A R 

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– Uf a l – M a ce ió /AL , Vo l. 6 , Nº 1 , p. 110 -1 2 8 , ja n/a b r. -2 (0,0003) (0,0923) -1 0,0025 1,0940 0 0,0010 0,6259 0,5932 0,6259 0,4301 1 (0,0029) (2,2631) 2 0,0019 0,1284 3 (0,0015) (0,0015) (0,8220) (1,9137) (0,3331) (0,7233) Painel B: “Más Notícias”

Dias Teste t Teste

Estandardi-zado Rank test -3 0,0001 0,0519 -2 (0,0017) 0,2157 -1 0,0007 0,6637 0 (0,0045) (1,7128) (2,2667)** (1,7128)* (0,9486) 1 (0,0007) (0,7253) 2 (0,0055) (3,8979) 3 0,0011 (0,0106) (0,7989) (6,2036) (2,0094)** (2,3447)**

São evidenciados, para cada dia da janela de eventos, os retornos anormais médios e os retornos anormais médios estandardizados. Para cada evento, “Boas Notícias”, Painel A, e “Más Notícias”, Painel B, são apresentados os retornos anormais médios acumulados, os retornos anormais médios estandardizados, os testes t e estandardizado, para o “dia zero” e para o acumulado da janela de eventos. * significativo a 10%, ** significativo a 5%, *** significativo a 1%

No tocante às “boas notícias”, o teste t indica que, tanto para as receitas quanto para as despesas, não foi possível rejeitar a hipótese nula de que o retorno anormal é estatisticamente igual a zero, ou seja, o mercado, na média, não reagiu às variações positivas das receitas e despesas.

Contudo, no caso das receitas, o resultado obtido por meio do teste estandardizado foi significativo, tanto para o “dia zero” quanto para o acumulado, o que foi corroborado pelo rank test, no caso do “dia zero”. Curioso notar que, para este dia, diferentemente desses testes, a estatística t se mostrou negativa, contrariando até mesmo a significância econômica desse evento, especificamente. Essa divergência pode ser atribuída a existência de um viés decorrente de uma possível dependência cross-section das séries de retornos anormais nessa carteira.

Para as “más notícias”, também se observaram comportamentos diferenciados entre receitas e despesas. Para estas, os testes paramétricos indicaram uma possível reação dos preços considerando toda a janela de eventos. Entretanto, para o “dia zero”, apenas o teste t, a um nível de significância inferior a 5%, sinalizou tal reação. Um aspecto subsidiário foi o fato de que todos os testes convergiram quanto ao sinal, pois, de acordo com economicamente esperado, todos se mostraram negativos.



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Em relação às receitas, todos os testes indicaram a existência de uma reação altamente significativa frente às “más notícias”. Observou-se essa reação tanto no “dia zero” quanto no acumulado. Os resultados evidenciam uma maior sensibilidade do mercado às receitas, os quais são condizentes com aqueles obtidos por Swaminathan e Weintrop (1991), Ertimur, Livnat e Martikainen (2003), Jegadeesh e Livnat (2006) e Rees e Sivaramakrishnan (2007), cuja evidência principal é a maior relevância do conteúdo informacional das receitas para o mercado.

Os comportamentos dos retornos anormais médios ao longo da janela de eventos pertinentes à cada categoria são plotados nas Figuras 1 e 2.

Figura 1. Comportamento do retorno anormal (RA) na janela de eventos - Receitas

Figura 2. Comportamento do retorno anormal (RA) na janela de eventos - Despesas -0,008 -0,006 -0,004 -0,002 0 0,002 0,004 -3 -2 -1 0 1 2 3 RA Dias GOOD BAD -0,008 -0,006 -0,004 -0,002 -2E-17 0,002 0,004 -3 -2 -1 0 1 2 3 RA Dias GOOD BAD

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Analisando os gráficos das Figuras 1 e 2, percebe-se que os padrões das receitas e das despesas para as “boas notícias” são semelhantes nos dias –2, –1 e 2, momentos nos quais se observa tendência ascendente. Semelhança também observada para o “dia zero”, embora, em ambas as séries, a variação entre esse dia e o dia –1 apresentar-se negativa. Outro aspecto verificado é que a sensibilidade às “boas notícias” das receitas é menor. Contudo, vale salientar que há uma reação positiva entre os dias 1 a 3 para estas, o que não é observado na série das despesas, reações que, depois de controlados os efeitos da dependência cross-section, conforme tratado acima, se mostraram significativas. De todo modo, esse comportamento mostra-se curioso, uma vez que essas séries se referem aos períodos para os quais foram verificadas variações positivas, tanto para receitas quanto para despesas, que também podem gerar variações positivas no lucro contábil.

Uma possível explicação decorre do fato de que as variações positivas dos componentes do lucro contábil aqui analisadas, necessariamente, não implicam em variações positivas deste, uma vez que podem se referir a períodos distintos, inclusive a períodos em que o lucro contábil teria apresentado uma variação negativa. Outra possibilidade, considerando apenas as receitas, é a ocorrência de uma reação atrasada, ou underreaction, o que seria condizente com os resultados obtidos por Jegadeesh e Livnat (2006). Entretanto, esses são aspectos que merecem ser estudados de forma mais específica e com a metodologia adequada.

Analisando as “más notícias”, é possível verificar nos gráficos que os padrões são muito semelhantes, no entanto, em relação ao “dia zero”, para as receitas se observa uma maior sensibilidade, conforme já constatado por meio dos testes estatísticos. Outrossim, embora seja verificada uma pequena variação positiva do “dia zero” para o dia 1, os retornos anormais da série das receitas, depois deste dia, continuam negativos, sinalizando, assim, um possível reflexo das “más notícias”.

Adicionalmente, é oportuno destacar que para ambas as categorias observa-se que, do dia –3 ao “dia zero”, o comportamento dos retornos anormais é semelhante, diferindo apenas na intensidade das variações, isto é, na intensidade da resposta aos eventos. Já nos dias após a “data zero”, não se observa mais essa semelhança. Enquanto o comportamento dos retornos relativos às séries das despesas é errático, inclusive mostrando-se contrário, se comparado ao das séries “boas notícias” e “más notícias”, os retornos pertinentes às receitas apresentam comportamento consistente com a categorização proposta, ou seja, os retornos anormais para as “boas notícias” se mostram positivos e para as “más notícias” se mostram negativos, inclusive para estas, o teste t indicou a ocorrência de reações significativas para os dias 2 (t -2,2409) e 3 (t –2,8149), aos níveis de 5% e 1%, respectivamente, o que reforça a percepção acerca de uma possível resposta atrasada do mercado ao conteúdo informacional das receitas, como já sobredito.

Outro ponto que merece comentários se refere ao comportamento dos retornos anormais verificado no dia –1, ou seja, dia anterior à divulgação. Nesse momento foi observado um retorno positivo e superior ao verificado no “dia zero”, característica também observada por Sarlo Neto et al (2005) em relação à reação das ações preferenciais frente às variações negativas. Realizando os testes estatísticos para esse dia, só foi possível rejeitar a hipótese nula, a um nível de 5%, para a série “boas notícias” das receitas. Contudo, a não existência de um retorno anormal médio estatisticamente diferente do apurado para a tendência, não invalida a evidência encontrada para o dia em questão, na medida em que isso pode sinalizar que o mercado mantém as expectativas positivas estatisticamente iguais às sinalizadas pela estimativa até o dia imediatamente anterior à divulgação, às quais são ajustadas pelo possível

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conteúdo informacional ainda não antecipado. Assertiva esta válida, sobretudo, para as séries das “más notícias”.

Os resultados obtidos para as “más notícias” confirmam, em parte, aqueles verificados por Sarlo Neto et al (2005), relacionados às ações ordinárias, e permitem inferir que o mercado assume uma postura mais pessimista, ou conservadora, frente à informação contábil, uma vez que um evento tido como negativo provoca uma maior reação, o que pode sinalizar que na formação das suas expectativas, os investidores atribuem uma maior importância àquelas informações que indiquem possíveis diminuições nos seus fluxos de caixa futuros, sobretudo aquelas decorrentes das reduções da capacidade de geração de fluxos positivos, na medida em que os resultados mostraram uma maior sensibilidade do mercado às variações negativas das receitas.

5 CONSIDERAÇÕES FINAIS

Conforme visto ao longo deste artigo, diversas pesquisas foram realizadas visando estudar a relação do lucro contábil e o mercado de capitais. Alguns resultados apresentaram evidências da existência de uma relação. Considerando consistentes tais evidências, a ampliação do escopo do estudo dessa relação, explorando de forma detalhada o lucro contábil por meio dos seus componentes, mostra-se igualmente consistente.

Com base na realização de estudos de eventos, por meio dos quais foi possível observar a reação do mercado acionário brasileiro, esta mensurada pelos retornos anormais das ações, frente às variações positivas e negativas, “boas notícias” e “más notícias”, das receitas e despesas, não foi possível rejeitar a hipótese de pesquisa, uma vez que foram observadas reações diferenciadas dos retornos anormais em resposta aos conteúdos informacionais desses componentes do lucro contábil. Essa conclusão alinha-se àquelas apresentadas por Swaminathan e Weintrop (1991) e Ertimur, Livnat e Martikainen (2003), o que reforça a percepção de que as receitas e despesas, de fato, expressam conteúdos informacionais distintos e que o mercado é capaz de diferenciá-los, uma vez que, mesmo em mercados acionários diferentes, foi possível observar resultados semelhantes, no tocante a essa diferenciação.

Entretanto, a principal conclusão do estudo é que as receitas possuem conteúdo informacional para o mercado acionário brasileiro. As evidências encontradas apontam nessa direção, sobretudo em relação às “más notícias”, para as quais se verificou uma maior sensibilidade do mercado, evidenciada por todos os testes estatísticos empregados. Esses resultados se alinham com as evidências apresentadas por outros estudos internacionais.

Um aspecto complementar é a possível ocorrência de uma reação atrasada ao conteúdo informacional das receitas, ou de uma possível persistência dos seus efeitos, na medida em que, nos dias posteriores ao “dia zero”, sobretudo nos dias 2 e 3, os retornos anormais se mantiveram significativamente negativos, o que é condizente com os resultados obtidos por Jegadeesh e Livnat (2006).

Esses resultados sugerem que, aparentemente, o mercado acionário brasileiro confere maior importância às “más notícias” quando da formação ou ajuste das suas expectativas em relação ao valor da firma, isto é, que as receitas e despesas só oferecem conteúdo informacional quando implicam na redução do resultado contábil, o que pode revelar um perfil pessimista, ou conservador, dos seus participantes frente à informação contábil.

Por outro lado, considerando os resultados encontrados, esse comportamento pode oferecer oportunidades para a obtenção de ganhos superiores à média do mercado, mesmo que de forma temporária, na medida em que, quando da ocorrência de variações negativas no

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volume das receitas, seria possível, por exemplo, comprar ações por um preço inferior ao “normal” e vendê-las no dia 1, o que resultaria na obtenção de um eventual retorno “anormal”.

De todo modo, mostra-se necessário ampliar e aprimorar alguns aspectos metodológicos, que representaram limitações deste estudo, tais como, (1) a formação de carteiras controladas pelas variações do lucro contábil, que permitirá a verificação da existência, ou não, de reações diferenciadas tanto em relação às receitas e despesas, individualmente, quanto em relação as suas associações com as variações do lucro contábil; (2) realizar um maior controle da dependência cross-section; (3) utilizar outras estimativas de lucro anormal; (4) analisar os dias que compõem a janela pós-evento, em razão da indicação de uma possível reação atrasada do mercado ao conteúdo informacional das receitas; e (5) controlar os efeitos da sazonalidade.

A implementação desses aprimoramentos metodológicos oferece novas oportunidades de pesquisas em direção a uma maior compreensão do papel do lucro contábil na formação das expectativas dos participantes do mercado.

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