Estrutura de Propriedade e Controle, Governança Corporativa e o Alisamento de Resultados no Brasil

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Estrutura de Propriedade e Controle, Governança Corporativa e o Alisamento de Resultados no Brasil

Autoria: Damiana Torres, Adriano Leal Bruni, Miguel Angel Rivera-Castro, Antonio Lopo Martinez Resumo: Uma estratégia de gerenciamento de resultados que tem sobrevivido ao tempo é o

alisamento de resultados. O alisamento constitui-se numa suavização nas flutuações de uma série de resultados contábeis. Este artigo procura verificar a associação entre o alisamento de resultados e a estrutura de propriedade e controle, o nível de governança corporativa, e a origem do capital. Usando uma amostra de empresas não financeiras com ações negociadas na Bolsa de Valores de São Paulo no final de 2007, efetivou-se uma análise de covariância, onde a variável dependente foi o índice de alisamento de Eckel, proxy empírica de smoothing. Os resultados indicaram que quanto mais concentrada for a estrutura de propriedade e controle maior a tendência a ocorrer alisamento de resultados. Adicionalmente verificou-se que o efeito da concentração da estrutura de propriedade e controle sobre o alisamento de lucros, de fato, é minimizado quando a empresa possui uma melhor governança corporativa e que as empresas com estrutura de propriedade e controle concentrada, que alisam seus lucros, fazem mais intensamente quando a origem de capital é nacional ou quando possuem controlador privado nacional. Os resultados são indicativos de que as firmas com estrutura de propriedade e controle mais concentradas podem estar promovendo um alisamento de resultados artificial, buscando resguardar interesses dos acionistas majoritários e controladores, mediante a alteração da percepção de riscos dos acionistas minoritários.

1. Introdução

Gerenciamento de resultados pode ser entendido como um conjunto de ações, materializadas em escolhas contábeis e decisões operacionais, promovidas pelos gerentes para que a firma atinja determinado resultado contábil (MCNICHOLS, 2000). O gerenciamento pode ser dividido em alguns tipos e, dentre eles, o presente estudo analisará o alisamento de resultados. De acordo com Beidleman (1973), a prática do alisamento de resultados representa uma suavização intencional nas flutuações de uma série de resultados contábeis. Tal prática é efetuada por gestores de diversas organizações, pois variações constantes nos seus resultados são vistas, por parte dos seus credores e investidores, como sério indicador de risco.

Buscando contribuir para a literatura acadêmica contábil no Brasil, esse paper estuda a relação entre o alisamento de resultados contábeis e a estrutura de propriedade e controles das firmas, correlacionando-os com governança corporativa e origem do capital. Segundo Silveira (2004), as empresas brasileiras possuem grande concentração em sua estrutura de propriedade e controle. Desse modo, no Brasil, os problemas de agência não surgem, na maior parte dos casos, em função dos conflitos entre acionistas e gestores, mas sim em função dos conflitos entre acionistas minoritários e majoritários. Estes últimos tendem a utilizar o capital e o poder em prol dos seus interesses particulares, indo de encontro ao que esperam os minoritários.

A fim de amenizar os diversos conflitos provenientes dessa relação, foram estimulados mecanismos que privilegiam as boas práticas de governança corporativa. Atualmente, por exemplo, a Bolsa de Valores de São Paulo vem classificando, em níveis distintos de governança corporativa, as empresas com ações negociadas; o que mostra a influência destes mecanismos no processo de manutenção e valorização de uma empresa frente ao mercado.

Outro ponto importante para o processo de controle e para a imposição de regras de gestão no mercado de capitais é a Lei Sarbanes-Oxley. Embora esta lei imponha exigências apenas às empresas com títulos negociados no mercado de capitais americano, ela termina por influenciar as empresas com ações negociadas no mercado brasileiro, especialmente aquelas que possuem capital de origem estrangeira. Tais empresas, de fato, sofrem grande influência

2 dessa lei no que tange ao seu sistema de controle interno, visto como base para a manutenção de boas práticas de governança corporativa.

Neste contexto, este trabalho busca analisar se existe relação entre o alisamento de lucros e o perfil da estrutura de propriedade e controle das empresas brasileiras com ações negociadas na Bovespa. Além disso, buscará compreender também a influência que variáveis como o nível de governança e a origem do capital da empresa podem exercer sobre a prática do alisamento.

Pode-se dizer então que essa análise envolve aspectos como: o grau de alisamento realizado por empresas brasileiras com ações negociadas, o nível e os impactos da concentração da estrutura de propriedade das empresas, a importância da informação que chega ao mercado, a influência de regulamentações externas nas empresas nacionais (como é o caso da Lei Sarbanes-Oxley nas companhias compostas por capital estrangeiro) e os impactos dos mecanismos de governança corporativa nas práticas empresariais.

Esses pontos demonstram a relevância do tema tratado, pois um dos produtos mais importantes da contabilidade, para os usuários da informação contábil, é o resultado (lucro ou prejuízo) e é através dele que se pode avaliar o desempenho das empresas. Ao buscar fazer correlações entre o alisamento de resultados e as demais variáveis citadas, este trabalho tenta prever alguns dos fatores capazes de determinar tal prática contábil. Será que a estrutura de propriedade e controle impõe incentivos ao alisamento de resultados?

No restante do artigo será apresentado, respectivamente, o referencial teórico, que fundamenta a pesquisa a ser realizada. A metodologia com descrição da base de dados, modelos e métodos estatísticos utilizados. E na seqüência, os resultados serão apresentados e discutidos. Finalmente, conclui-se o trabalho com apresentação das considerações finais e análise das implicações da pesquisa efetuada.

2. Fundamentação Teórica e Hipóteses de Pesquisa

Gerenciamento de resultados já não é um tema novo no Brasil. Martinez (2001), Tukamoto e Lopes (2004) e Paulo (2007), dentre outros, já investigaram o assunto e perceberam a crescente importância do mesmo, principalmente em decorrência dos constantes escândalos corporativos que ocorreram no mundo.

Nesse tema, especificamente, o alisamento de resultados e sua relação com a estrutura de propriedade, não tem merecido significativa atenção dos pesquisadores. Autores como Berle e Means (1932), Jensen e Meckling (1976), entre outros, estudaram a estrutura de propriedade e controle de empresas em vários países ao redor do mundo. No Brasil, trabalhos como os de Rapozo et al. (2007), Ribeiro et al. (2006), Okimura et al. (2004), Fontes Filho (2003) e Silveira (2004) investigaram o tema, relacionando-o com outras variáveis, e perceberam que as corporações brasileiras, na sua grande maioria, possuem concentração da sua estrutura de propriedade e controle.

A relação entre esses dois temas – estrutura de propriedade e gerenciamento de resultados – ta foi estudada por autores internacionais como Chalayer (1994), Smith (1976), Amihud et al. (1983), Kamin e Ronen (1978), Koch (1981), Beattie et al. (1994). No entanto, após revisão da literatura nacional, foi possível identificar uma brecha no estudo dessa relação no Brasil. Não existem estudos no país com a finalidade de verificar se, de fato, a concentração da propriedade influencia o alisamento de lucros por parte das empresas.

Além disso, também não foi possível verificar a correlação desses dois temas com variáveis como nível de governança corporativa e como origem do capital. O nível de governança foi pesquisado por Azevedo (2000), Babic (2003) e Rogers et al. (2006). Martinez

3 e Ramos (2006) que com variáveis distintas da estrutura de propriedade e de proxies de gerenciamento de resultado, buscaram explicar a relação entre essas variáveis.

No que tange à origem do capital, autores como Okimura et al. (2004) investigaram a influência da origem do capital (estrangeiro ou nacional) nas empresas mas não formularam relação entre essa variável com as citadas neste trabalho. Camazano e Arima (2008) e Peçanha (2007) pesquisaram sobre a influência da regulamentação estrangeira em empresas brasileiras – especialmente aquela exercida pela Lei Sarbanes-Oxley – mas não abordaram nos seus trabalhos a relação desta com o binômio, estrutura de propriedade e gerenciamento de resultados.

Esta pesquisa almeja testar três hipóteses complementares apresentadas como:

(H1) No Brasil, o alisamento de lucros ocorrem mais intensamente em empresas

onde a estrutura de propriedade e controle é mais concentrada;

(H2) O efeito da estrutura de propriedade e controle sobre o alisamento de lucros

é menor quando a empresa possui um maior nível de governança corporativa; (H3) As empresas com estrutura de propriedade e controle concentrada que

alisam os seus lucros, fazem mais intensamente quando possuem acionista controlador privado nacional.

Ao esclarecer as hipóteses citadas, pode-se dizer que a hipótese H1 presume que no contexto das corporações brasileiras, empresas com estrutura de propriedade e controle mais concentrada alisam mais os seus lucros. Pesquisas anteriores, tais como Chalayer (1994), Smith (1976), Amihud et al. (1983) e Rajgopal et al (1999), dentre outros, atestam que nos Estados Unidos e na Europa, a concentração da propriedade poderia reduzir o problema principal-principal agente entre os gestores e acionista, reduzindo os incentivos e oportunidades para o gerenciamento de resultados. Entretanto, espera-se que essas relações entre a estrutura de propriedade /controle e a informação contábil não sejam aplicáveis para as corporações no Brasil devido às diferenças no grau de concentração de propriedade e tipos de problemas de agência associados.

Quando a estrutura de propriedade e controle é difusa, tal como é típico nos Estados Unidos, os problemas de agência decorrem do conflito de agência entre gestores e acionistas. Porém à medida que aumenta a concentração, a natureza do conflito de agência altera-se para um conflito entre acionistas majoritários e minoritários [Sheifer and Vishny (1997)]. Quando um grande acionista ganha efetivo controle de uma corporação, suas decisões podem resultar na expropriação dos acionistas minoritários.

No Brasil, quando um acionista controla uma empresa, este também controla a definição das escolhas contábeis. Nesse contexto, o acionista controlador tem fortes incentivos para gerar relatórios contábeis mais voltados para atender os seus interesses particulares, do que para refletir a verdadeira situação econômica da empresa. Diante disso, espera-se que no Brasil à medida que tenhamos uma concentração maior da estrutura de propriedade e controle, ocorram maiores incentivos a prática de gerenciamento de resultados, e mais especificamente de alisamentos de lucros.

A hipótese H2, por sua vez, sugere que as empresas com estrutura de propriedade concentrada, que aderiram a níveis de governança corporativa alisam menos os seus lucros do que aquelas concentradas que não aderiram a tais mecanismos. Essa afirmação é possível devido à utilização dos métodos de controle provenientes da governança, os quais têm como objetivo contribuir para a qualidade e transparência da informação. Estudos como o de Rogers et al. (2006) e o do Martinez e Ramos (2006) podem justificar essa afirmação.

4 E a hipótese H3, por fim, presume que empresas com estrutura de propriedade concentrada originadas por capital estrangeiro alisam menos os seus lucros do que empresas concentradas originadas por capital nacional. Isso ocorre devido à influência de normas externas nas empresas nacionais, como é o caso da Lei Sarbanes-Oxley. Estudos como os realizados por Peçanha (2007) e Camazano e Arima (2008) são capazes de contribuir com essa assertiva.

3. Aspectos Metodológicos

3.1 Métricas para detectar alisamento de resultados

A metodologia usada nos trabalhos sobre alisamento de resultados se baseia no modelo dos coeficientes de variação proposto por Eckel (1981) e usado posteriormente por Booth, Kallunki e Martikainen (1996), Michelson, Jordan-Wagner e Wooton (1995; 2001), Bin, Wan e Kamil (2000), Bao e Bao (2004). Nestes trabalhos é demonstrado que se o lucro é função linear das vendas, o custo variável unitário se mantém constante no tempo, os custos fixos não diminuem e as vendas brutas não podem ser alisadas artificialmente, então o coeficiente de variação das oscilações nas vendas é inferior ao coeficiente de variação das oscilações no lucro. Se isto não se cumpre, é dizer, se a variabilidade das oscilações no lucro é menor, então Eckel (1981) demonstra que a empresa está alisando artificialmente lucro.

vendas CV lucro CVΔ% ≤ Δ% Æ Alisamento onde: lucro %

Δ = Oscilação anual de lucro;

vendas

%

Δ = Oscilação anual de vendas;

( )

( ) ( )

CV =σ /μ

A partir deste raciocínio, relevantes trabalhos sobre alisamento têm sido publicados nos últimos anos como os de Albrecht e Richardson (1990), Ashari et al. (1994), Booth, Kallunki e Martikainen (1996), Michelson, Jordan-Wagner e Wooton (1995; 2001), Bin, Wan e Kamil (2000), Bao e Bao (2004), que calcularam uma medida de alisamento como um índice adimensional mediante o quociente dos coeficientes de variação, isto é:

Vendas CV Lucro CV IA % % 1 _Δ Δ =

Com base nesta medida, se há assumido em todos estes trabalhos que um índice inferior a 1 (um) em valor absoluto estaria indicando a presença de alisamento de resultados, já que o coeficiente de variação do lucro seria inferior ao das vendas, e Eckel (1981) demonstrou que essa situação era provocada pelo alisamento por parte dos gestores. No entanto, nesta pesquisa foi modificado o referido modelo, excluindo as empresas, com um Índice de Alisamento (IA) entre 0,90 a 1,10 como área cinzenta. Este procedimento é necessário para reduzir a classificação de erros em harmonia com a metodologia de Chalayer, (2004). 0,9≤ Vendas CV Lucro CV % % Δ Δ ≤1,1

5 No presente trabalho, assume-se uma distinção estrita entre empresas alisadoras e não alisadoras segundo o índice de alisamento (IA). Esteja acima ou baixo da unidade e assim obter suporte empírico robusto para validar a hipótese de que a gestão se encontra motivada para reduzir a variabilidade dos resultados e dos fluxos de caixa como uma tentativa de reduzir o risco percebido da empresa. Paralelamente, os autores que trataram esta questão concordam no geral em reconhecer que o alisamento de resultados aumenta o valor da empresa (GORDON, 1964; TRUEMAN; TITMAN, 1988; GIBBINS et al., 1990; CHALAYER, 1994; CHANEY; LEWIS, 1995; 1998).

3.2 Base de dados

A fim de analisar a relação entre alisamento de lucros, estrutura de propriedade e controle, nível de governança corporativa e origem do capital da empresa foi utilizada como amostra o conjunto de empresas não financeiras que possuíam ações negociadas na Bolsa de Valores de São Paulo em fins de 2007. A amostra de empresas com papéis negociados na Bovespa tem em torno de 500 empresas, mas será utilizada uma amostra de 266 empresas, principalmente devido à inexistência dos dados necessários para a medição do índice de alisamento de Eckel por parte de algumas delas.

Quanto ao horizonte do tempo de estudo, ao analisar uma amostra, é interessante usar o médio e longo prazo. Assim, nessa pesquisa, a fim de verificar o nível de alisamento do conjunto de empresas da amostra será utilizado um período de análise de dez anos (1998 – 2007). Porém, a fim de medir índices como estrutura de propriedade e controle, nível de governança e origem do capital, é utilizado como período de tempo uma escala de um ano, qual corresponde ao ano de 2007. É importante citar que os dados sobre estrutura de capital e origem do capital foram obtidos dos relatórios publicados anualmente pela Comissão de Valores Mobiliários, as informações sobre governança foram obtidas junto à Bolsa de Valores de São Paulo e sobre o alisamento dos recursos foram coletados da base de dados Economática.

3.3 Variáveis de pesquisa

No intuito de responder o problema de pesquisa e refutar ou confirmar as hipóteses traçadas, foram definidas algumas variáveis para a pesquisa, as quais serão operacionalizadas estatisticamente a fim de possibilitarem os resultados esperados.

De acordo com os trabalhos feitos por Ribeiro et al. (2006), Okimura et al. (2004), dentre outros, este trabalho utilizará como variáveis representativas da concentração da estrutura de propriedade e controle as seguintes:

(a) Grau de participação do principal acionista no total das ações negociadas pela empresa – representa o percentual de ações ordinárias e preferenciais detidas pelo acionista controlador dividido pelo total de ações ordinárias e preferenciais emitidas pela empresa e equivale à concentração de votos e de propriedade (IE1- Índice de Estrutura 1);

(b) Grau de participação do principal acionista no total de ações ordinárias negociadas pela empresa – representa o percentual de ações ordinárias detidas pelo acionista controlador dividido pelo total de ações ordinárias emitidas pela empresa e equivale à concentração de votos (IE2 - Índice de Estrutura 2).

Após análise dos relatórios publicados pela Comissão de Valores Mobiliários e pela Bovespa foi possível construir as variáveis IE1 (Índice de Estrutura 1) e IE2 (Índice de Estrutura 2). Tais indicadores serão medidos na forma decimal e terão como objetivo explicar a variável alisamento de lucros, estudada neste trabalho.

6 Sobre o alisamento de resultados, conforme foi citado anteriormente no item sobre variáveis pesquisadas acerca do gerenciamento de resultados; assim como Booth et al. (1996), Bin et al. (2000), entre outros; este trabalho utilizará para mensurar o alisamento de resultados na amostra de empresas analisadas a métrica de alisamento de Eckel (1981). Para isso, serão utilizadas como variáveis de cálculo as seguintes: (a) Coeficiente de variação do lucro (CVL); (b) Coeficiente de variação das vendas (CVV). Com base em Eckel (1981), o alisamento de resultados é um processo natural, porém, a partir do momento em que as vendas são menos alteradas do que o lucro, este processo se torna intencional. É por esse motivo, para identificar a ocorrência do alisamento, que ele utiliza variáveis naturalmente relacionadas – lucro e vendas. De acordo com isso, pode-se afirmar que o alisamento de lucros é um processo intencional a partir do momento em que o coeficiente de variação do lucro é menor que o coeficiente de variação das vendas; caso contrário, pode-se afirmar que o alisamento é um processo natural

Utilizando o coeficiente de variação do lucro e o coeficiente de variação das vendas, é possível obter um índice proveniente do quociente deles, chamado de índice de alisamento de Eckel (IAE). Através desse índice será possível identificar a ocorrência do alisamento na amostra das empresas analisadas já que quando o índice de alisamento é menor que um, existe a presença do alisamento, e quando o índice é maior que um, o alisamento é inexistente. É possível notar então que quanto mais esse índice se aproxima de zero, mais intensamente o resultado é alisado.

Através das observações dos dados das empresas com ações negociadas na Bovespa e das informações constantes na base de dados Economática, será possível calcular as variáveis indicadas – CVL e CVV – e, por conseqüência, o índice de alisamento. Tal indicador utilizará os números decimais resultantes da fórmula acima citada em módulo. Dessa maneira será possível captar o efeito das variáveis explicativas do modelo sobre o grau de alisamento de lucros.

O indicador nível de governança foi fundamentado em trabalho realizado por Martinez e Ramos (2006). Este trabalho teve como objetivo investigar se empresas que utilizavam mecanismos de governança corporativa possuíam menor incidência de realização de práticas de gerenciamento de resultados. Foram utilizadas como amostra empresas abertas, as quais, no decorrer do trabalho, foram classificadas de acordo com o nível de governança adotado. Com base nisso, é possível perceber que o indicador nível de governança é do tipo binário. Ele buscará demonstrar a presença ou ausência de mecanismos de governança na amostra de empresas analisadas como influência das práticas de alisamento de resultados. Está variável será tratada como binária no modelo proposto, podendo ser classifica por dois métodos: (1) constituindo uma dummy com valor 0 para empresas que não se encaixam em nenhum nível de governança e valor 1 para empresas que se encaixam em algum nível de governança; (2) constituindo um conjunto de três dummies, designadas por G , classificadas como a seguir: _i (a) G₁ =1, se a empresa se encaixa no nível 1 de governança e G₁ =0, nos demais casos; (b)

1

2 =

G , se a empresa se encaixa no nível 2 de governança e G₂ =0, nos demais casos; (c) 1

3 =

G , se a empresa se encaixa no conceito de novo mercado e G₃ =0, nos demais casos. Sobre a origem do capital, o estudo de Okimura et al. (2004), utilizado para explicar a estrutura de propriedade e controle de acordo com a variável tipo de acionista controlador, mencionou, em determinado momento, a importância e influência da origem do capital para as empresas. Este trabalho não tem o objetivo de estudar a variável tipo de acionista controlador como um todo, afinal será dada ênfase apenas a dois tipos de acionistas, o estrangeiro e o nacional. É importante mencionar que a variável acionista estrangeiro envolve

7 também aquelas empresas que possuem títulos negociados no exterior (ADR’s), afinal tais empresas, embora sejam nacionais, de uma forma ou de outra também estão sujeitas à rigorosidade da legislação estrangeira, conforme abordado anteriormente.

O indicador origem do capital é importante para uma empresa, conforme citado anteriormente, devido às influências que ele pode causar no que tange a normas externas de controle e outros fatores. Tais mecanismos de controle não serão estudados neste trabalho, porém a presença de capital nacional e de capital estrangeiro será buscada a fim de explicar uma maior ou menor realização de práticas de alisamento de resultados. Tal indicador da origem do capital das empresas, assim como a variável representativa do nível de governança corporativa, é uma variável binária; e sua representação foi considerada como: (a) Empresas que possuem origem do capital nacional assumem valor 0; (b) Empresas que possuem origem do capital estrangeiro ou com títulos negociados no exterior (ADR’s) assumem valor 1. Como alternativa adotou-se a classificação: (a) Empresas com ausência de capital estrangeiro assumem valor 0; (b) Empresas com presença de capital estrangeiro assumem valor 1.

3.4 Modelos Econométricos

A partir da análise dos procedimentos metodológicos dos estudos realizados sobre as variáveis tratadas no presente trabalho, foi possível perceber que eles fizeram uso de técnicas estatísticas distintas. Este trabalho, no entanto, utilizou como metodologia estatística um modelo de regressão múltipla que seja capaz de explicar uma variável, neste caso o alisamento de lucros, com base em outras, como a concentração da estrutura de propriedade e controle, o nível de governança e a origem do capital das empresas.

Inicialmente, buscou-se, através de equações gerais, verificar a relação das variáveis explicativas com o índice de alisamento de lucros de Eckel. Em seguida, equações específicas foram estimadas com o objetivo de verificar as hipóteses definidas. A técnica econométrica escolhida para este trabalho foi o modelo ANCOVA (modelo de análise de covariância). Neste modelo a variável dependente é uma variável quantitativa, ao passo que entre as explicativas têm-se variáveis qualitativas e quantitativas, estas últimas chamadas variáveis de controle (ou covariáveis). Neste modelo o intercepto é denominado categoria de referência e representa o valor médio do conjunto das categorias não designadas com uma variável dummy. Já os parâmetros são tratados como coeficientes diferenciais de intercepto. Desta forma, a equação geral para análise do total da amostra pode ser definida por:

u X X

X

Y =βˆ₀ +βˆ_{1 1}+βˆ_{2 2} +βˆ_{3 3} + ˆ (1)

Nesta equação o termo Y é a variável dependente, representada no presente trabalho pelo alisamento de lucros contábeis. O termo β representa o intercepto do modelo. Os ₀ termos β , 1 β2 e β representam os coeficientes referentes às variáveis independentes ou 3

explicativas do modelo, representadas por x1 (estrutura de propriedade e controle), x2 (origem do capital) e x3 (nível de governança corporativa). E por fim o termo u representa o erro-padrão presente no modelo. Susbstituindo na equação (1) as variáveis definidas anteriormente obtêm-se 8 equações a serem estimadas:

u Gr OC IE IAE =βˆ₀ +βˆ₁ 1+βˆ₂ +βˆ₃ + ˆ (2) u Gr OC IE IAE=βˆ₀ +βˆ₁ 2+βˆ₂ +βˆ₃ + ˆ (3) u Gr PCE IE IAE=βˆ₀ +βˆ₁ 1+βˆ₂ +βˆ₃ +ˆ (4) u Gr PCE IE IAE=βˆ₀ +βˆ₁ 2+βˆ₂ +βˆ₃ + ˆ (5)

8 u G G G OC IE IAE=βˆ₀ +βˆ₁ 1+βˆ₂ +βˆ_{3 1}+βˆ_{4 2} +βˆ_{5 3} + ˆ (6) u G G G OC IE IAE=βˆ₀ +βˆ₁ 2+βˆ₂ +βˆ_{3 1}+βˆ_{4 2} +βˆ_{5 3} + ˆ (7) u G G G PCE IE IAE=βˆ₀ +βˆ₁ 1+βˆ₂ +βˆ_{3 1}+βˆ_{4 2} +βˆ_{5 3} + ˆ (8) u G G G PCE IE IAE=βˆ₀ +βˆ₁ 2+βˆ₂ +βˆ_{3 1} +βˆ_{4 2} +βˆ_{5 3} + ˆ (9)

Onde IAE corresponde ao índice de alisamento de Eckel; IE1 ao índice de estrutura 1; IE2 o índice de estrutura 2; OC corresponde à variável origem do capital; PCE representa a presença de capital estrangeiro; Gr representa presença de governança corporativa, ao passo que G1, G2 e G3 representam os diferentes níveis de governança corporativa tais quais definidos anteriormente.

Este procedimento tem o objetivo de relacionar uma variável dependente com base em outras independentes e, com isso, proporcionar resultados robustos e significativos.

4. Análise dos Resultados

Da amostra inicial de 266 observações optou-se por excluir 12 outliers, resultando numa amostra final de 254 observações. A estatística descritiva das variáveis quantitativas estão resumidas na Tabela 1.

Tabela 1. Estatísticas descritivas das variáveis quantitativas.

IAE IE1 IE2

Média 2,109 0,54 0,698 Erro padrão 0,15 0,016 0,014 Mediana 1,381 0,534 0,681 Desvio padrão 2,398 0,25 0,229 Curtose 9,748 -0,846 -0,17 Assimetria 2,863 0,105 -0,521 Intervalo 14,803 0,973 0,97 Mínimo 0,017 0,027 0,03 Máximo 14,821 1 1

O valor médio do índice de alisamento de lucros de Eckel para a amostra selecionada é de 2,1, sendo que os valores variam entre 0,017 e 14,821 com um erro padrão de 0,15. Pode-se constatar que a distribuição é assimétrica e leptocúrtica.

O índice de estrutura 1 (IE1), que representa o grau de participação do principal acionista sobre o total de ações emitidos pela empresa, possui média de 0,54, ao passo que o índice de estrutura 2 (IE2), que representa o grau de participação do principal acionista sobre o total de ações ordinárias, apresenta uma média de 0,698 para a amostra selecionada. Para o índice de estrutura 1, o valor que mais se repete na amostra é 0,545, ao passo que para o índice de estrutura 2, este valor corresponde a 1. O IE1 varia entre 0,027 e 1 e apresenta erro padrão de 0,016, já o IE2 varia entre 0,03 e 1, apresentando erro padrão de 0,014. Esse dados confirmam que na firmas brasileiras a estrutura de propriedade e controle é muito concentrada, estimulando o conflitos de agência em acionistas majoritários e miniritários.

Para fins de análise, os dois índices serão testados de forma substitutiva. A inclusão das duas variáveis simultaneamente na estimação provocaria alta multicolinearidade entre as variáveis, o que tornaria um problema, visto que os erros-padrões são baixos e, para testar as hipóteses, algumas regressões estarão compostas por pequeno número de observações. A Tabela 2 mostra a freqüência das variáveis qualitativas do modelo:

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Tabela 2. Estatísticas descritivas das variáveis qualitativas.

Variável Rótulo Fi Fi% Variável Rótulo Fi Fi%

Demais níveis ou ausência 226 89 Ausência de governança 188 74 Nível 1 28 11 Algum nível de governança 66 26 G1

Total 254 100

Gr

Total 254 100

Demais níveis ou ausência 246 96,9 Nacional 233 91,7

Nível 2 8 3,1 Estrangeiro 21 8,3

G2

Total 254 100

OC

Total 254 100

Demais níveis ou ausência 224 88,2 Não 175 68,9

Novo mercado 30 11,8 Sim 79 31,1

G3

Total 254 100

PCE

Total 254 100

Como evidenciado anteriormente, a governança corporativa está mensurada de duas formas alternativas: uma considerando a divisão em três distintos níveis e outra apenas avaliando se há ou não algum tipo de governança. Quando mensurada na primeira forma, observa-se que existem 28 observações para o nível 1 de governança; somente 8 para o nível 2; 30 observações para Novo mercado, portanto são 188 observações para ausência de governança – cujos resultados serão captados pelo intercepto do modelo Ancova. Quanto à origem do capital, 91,7% é de origem nacional, ao passo que 8,3% é de origem estrangeira. Essa variável está presente nas equações (2), (3), (6) e (7), sendo substituída nas demais pela variável Presença do Capital Estrangeiro (PCE). Em 69% da amostra não há presença de capital estrangeiro, ao passo que 31% da amostra possui tal característica.

Para avaliar a relação entre a estrutura de propriedade e controle, tanto quando mensurada pela participação do principal acionista sobre o total de ações da empresa, como pela participação do principal acionista sobre o total de ações ordinárias, e o índice de alisamento de lucros de Eckel, a influência dos diferentes níveis de governança corporativa e da origem de capital sobre o índice de Eckel, serão estimadas oito equações (equações 2 a 9) pelo modelo Ancova. O procedimento econométrico adotado equivale aos Mínimos Quadrados Ordinários (MQO). Estimando por MQO as equações (2) a (9) obtem-se os resultados da Tabela 3.

Comparando as oito estimações constata-se que somente em duas delas os coeficientes não apresentam uma influência conjunta sobre a variável dependente, como indica o teste F nas equações (6) e (8). Porém, nas demais, rejeitou-se a hipótese nula de não influência conjunta das respectivas variáveis independentes sobre o índice de alisamento de Eckel, sendo as equações (3) e (5) as que apresentam maior influência conjunta das explicativas sobre a dependente conforme indica o probability do teste F. Os valores do R² são muito baixos, o que é comum em estimações com modelo Ancova, sendo que as equações (2), (4), (6) e (8) apresentam os menores valores. Uma característica comum entre as equações é a rejeição da significância das variáveis OC e PCE em todas elas, assim como G2 também não demonstra influência significativa nas equações em que foi utilizada. Já em relação à variável Índice de Estrutura, apesar da validade estatística das duas formas utilizadas, o coeficiente do IE2 apresentou maior significância do que o do IE1. Nota-se a relação negativa entre o índice de estrutura e o índice de alisamento de lucros, o que equivale afirmar que quanto mais elevada for a concentração de estrutura e propriedade, menor será o valor do índice de Eckel, ou seja, maior será o alisamento de lucros. Descartadas as equações (6) e (8) devido a limitação de seu poder explicativo, e utilizando-se dos critérios de informação de Akaike e Schwartz, assim como o R² e a estatística F, constata-se que os modelos (3) e (5) apresentam resultados mais robustos, sendo portanto selecionados para análise das relações entre as variáveis. Pelo teste de White foi possível rejeitar presença de Heterocedasticidade em ambas estimações, assim como o teste de Reset Ramsey indicou a validade da forma funcional.

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Tabela 3. Estimação dos coeficientes das equações gerais Equação Variável 2 3 4 5 6 7 8 9 2,941 3,395 2,966 3,476 2,967 3,425 2,997 3,501 C _{(0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000)} -1,079 -1,078 -1,122 -1,124 IE1 _{(0,080) (0,079) (0,074) (0,073)} -1,479 -1,526 -1,524 -1,564 IE2 _{(0,026) (0,022) (0,025) (0,022)} -0,065 -0,152 -0,085 -0,130 OC _{(0,904) (0,778) (0,877) (0,812)} -0,114 -0,216 -0,128 -0,205 PCE _{(0,727) (0,508) (0,697) (0,532)} -0,936 -0,928 -0,921 -0,904 Gr _{(0,008) (0,007) (0,010) (0,009)} -1,045 -0,814 -1,036 -0,800 G1 _{(0,039) (0,092) (0,040) (0,097)} -1,047 -0,910 -1,038 -0,896 G2 _{(0,228) (0,289) (0,231) (0,296)} -0,816 -1,050 -0,791 -1,015 G3 _{(0,084) (0,031) (0,098) (0,038)} R² 0,034 0,041 0,034 0,042 0,034 0,041 0,035 0,043 2,898 3,554 2,935 3,679 1,755 2,144 1,781 2,214 F _{(0,036) (0,015) (0,034) (0,013) (0,123) (0,061) (0,117) (0,054)} AIC 4,580 4,573 4,580 4,571 4,595 4,588 4,595 4,587 SIC 4,636 4,628 4,636 4,627 4,679 4,671 4,678 4,670 Observação: Valor P entre parênteses.

Nos modelos Ancova o intercepto mostra o resultado médio das categorias das dummies que não assumiram valor 1. Este intercepto, o β₀ dos modelos, é denominado categoria de referência. Na equação (3) a categoria de referência é constituída por empresas de capital nacional que não realizam prática de governança corporativa. A equação (3) indica que quando não há governança e a origem do capital é nacional, o valor do índice de Eckel é, em média, 3,395. Quando a origem do capital é estrangeira, o valor de Eckel é 0,152 inferior ao da variável de referência, ou seja, é 3,243, porém este valor não é confiável, pois o β não ₂ é significativo. Já o valor do índice de Eckel quando há governança corporativa é de 2,467, pois seu coeficiente indica que o IAE é 0,928 inferior ao da categoria de referência. A equação indica ainda que quando o índice de concentração eleva-se em 0,1 o índice de alisamento diminui aproximadamente 0,148.

A categoria de referência da equação (5) engloba as empresas sem prática de governança corporativa e que não têm participação de capital estrangeiro. O valor médio do IAE para esta categoria é 3,476. Como os coeficientes do modelo Ancova representam diferenciais em relação à categoria de referência, o valor do IAE quando há presença de capital estrangeiro é de 3,26. A variável de controle do modelo – a variável quantitaviva – indica que elevações de 0,1 no IE2, reduzem o IAE em 0,153.

Ambas equações evidenciam que quanto maior a concentração de propriedade, mensurada pela participação do maior acionista sobre o total de ações ordinárias, maior é o alisamento de lucros realizado pelas empresas.

A hipótese H₁ afirma que as práticas de alisamento de lucros ocorrem mais intensamente em empresas onde há clara separação entre propriedade e controle. As estimações anteriores dão a sugestão de que tal hipótese não seja válida, dada a relação negativa entre os índices de concentração de propriedade e do índice de alisamento de lucros.

11 A relação significativa e negativa, como foi analisada anteriormente, aponta que quando maior a concentração, maior são os alisamentos de lucros. Dividindo a amostra em dois blocos, um para empresas com índices de concentração superior ou igual a 50%, e outro com índices de concentração inferiores a 50%, se pode observar que para a amostra onde a concentração da propriedade no principal acionista é maior, mais elevado é o índice de Eckel, conforme Tabela 4.

Tabela 4. Diferenças na média do índice de Eckel

Amostra Média do IAE n Amostra Média do IAE n

IE1 ≥0,5 2,025 148 IE1 < 0,5 2,227 106

IE2 ≥0,5 2,048 216 IE2 < 0,5 2,456 38

Quando o IE1 é concentrado a média do IAE é de 2,025, ao passo que quando a amostra é menos concentrada, o IAE é de 2,227. Considerando o IE2 o resultado se mantém, ocorrendo em média, menor alisamento de lucros na amostra com propriedade menos concentrada. Para corroraborar tal afirmação optou-se por realizar as estimações com modelo ANCOVA para as diferentes amostras. Excluindo as variáveis OC e PCE, dada sua não significância, das equações (3) e (5) têm-se as seguintes equações a serem estimadas para testar a hipótese 1 do presente trabalho:

u Gr IE IAE=βˆ₀ +βˆ₁ 1+βˆ₂ + ˆ (10) u Gr IE IAE=βˆ₀ +βˆ₁ 2+βˆ₂ + ˆ (11)

Sendo a equação (10) voltada à estimação das amostras com IE1 ≥0,5 e com IE1 < 0,5, e a equação (11) voltada à estimação das amostras com IE2 ≥0,5 e com IE2 < 0,5. Estimando por MQO têm-se os resultados da Tabela 5.

Tabela 5. Resultados da estimação das equações (10) e (11) para diferentes amostras Equação

10 11

Amostra

Variável IE1 5≥0, IE1 < 0,5 IE2 5≥0, IE2 < 0,5

3,464 2,944 3,599 3,734 C (0,000) (0,000) (0,000) (0,002) -1,745 -1,320 IE1 (0,171) (0,520) -1,709 -3,305 IE2 (0,076) (0,289) -0,990 -0,925 -0,986 -0,656 Gr (0,054) (0,067) (0,009) (0,485) R² 0,029 0,038 0,037 0,052 2,201 2,059 4,139 0,952 F (0,114) (0,133) (0,017) (0,396) Observação: Valor P entre parênteses.

Para as amostras com concentração de propriedade e controle mensurada por IE1, não foi verificada significância na influência do índice de estrutura sobre a variável dependente IAE. Porém, para o índice de estrutura mensurado por IE2, a amostra com propriedade mais concentrada apresenta um β significativo, ao passo que a estimação para a amostra com ₁

12 propriedade e controle menos concentrada com o principal acionista apresenta um β não ₁ significativo. Em outras palavras: quando o índice de propriedade é mais concentrado, o impacto sobre o IAE é significativo. O mesmo não ocorre quando a concentração de propriedade é menor. Neste caso, não há relação comprovada entre índice de estrutura e índice de alisamento de lucros. Além disso, a regressão evidencia que a relação entre o índice de estrutura e de alisamento é negativa, o que equivale afirmar que quanto maior a concentração maior será o alisamento de lucros. Desta feita, a hipótese 1 do trabalho é rejeitada.

A hipótese H2 afirma que o efeito da estrutura de propriedade e controle sobre o alisamento de lucros é menor quando a empresa possui um maior nível de governança corporativa. Para testá-la empiricamente, dividiu-se a amostra de acordo com o nível de governança, para em seguida estimar, por meio de regressão linear simples, o efeito da variável estrutura da propriedade sobre o alisamento de lucros. Dessa forma é possível comparar a significância da variável independente para os diferentes níveis de governança corporativa das empresas. As equações a serem estimadas por MQO são:

u IE IAE=βˆ₀ +βˆ₁ 1+ ˆ (12) u IE IAE=βˆ₀ +βˆ₁ 2+ ˆ (13)

Sendo que ambas serão aplicadas a quatro amostras diferentes, representativas dos diferentes níveis de governança corporativa. Essas amostras seguem os seguintes valores para a variável G_i: (1) G₁= 1, quando a governança corporativa for nível 1; (2) G₂= 1, quando a governança corporativa for nível 2; (3) G₃= 1, quando for novo mercado e; (4) Gr= 0, quando não houver prática de governança corporativa pelas empresas. Os resultados das oito estimações seguem na Tabela 6.

Tabela 6. Resultados da estimação das equações (12) e (13) para os diferentes níveis de governança corporativa. Amostra Variável G1=1 G2=1 G3=1 Gr=0 1,827 1,489 1,322 0,842 2,359 2,359 2,982 3,640 C _{(0,002) (0,952) (0,122) (0,475) (0,004) (0,004) (0,000) (0,000)} -0,857 0,292 -1,534 -1,159 IE1 (0,538) (0,860) (0,269) (0,122) 0,055 0,869 -1,534 -1,834 IE2 (0,036) (0,590) (0,269) (0,031) R² 0,015 0,001 0,006 0,051 0,043 0,043 0,013 0,025 Observação: Valor P entre parênteses.

Ao analisar as estimações das regressões lineares simples das equações (12) e (13), pode-se constatar que nenhum coeficiente da variável IE1 foi significativo. Portanto, não há relação de causa e efeito entre as variáveis para o corte amostral selecionado. A primeira amostra, G₁= 1, possui 28 observações, ao passo que as seguintes possuem respectivamente 8, 30 e 188 observações. A limitação de observações para o segundo corte amostral, G₂ = 1, contribuiu para o reduzidissmo valor de R² quando utilizada esta amostra. Porém, é possível constatar, tanto por IE1, quanto por IE2, que quando há algum nível de governança corporativa, as relações entre o índice estrutural e o índice de alisamento de lucros não são significativas. Porém, quando não há governança corporativa, os valores P de β se elevam, ₁ sendo altamente significativo para IE2 como variável independente. Isto demonstra que, não somente o alisamento de lucros é maior quando não há governança corporativa, como não é

13 possível afirmar que quando a governança corporativa é elevada, a relação entre índice de estrutura e de alisamento de lucros se mantém. Desta forma não é possível rejeitar a hipótese 2 do presente trabalho.

As equações (3) e (5), por apresentarem resultados mais eficientes, serão utilizadas para simulação de valor esperado de IAE, a fim de verificar a hipótese 3. Para tanto, é necessário realizar um corte amostral que considere somente estrutura de propriedade e controle concentrada e realização de alisamento de lucros nas empresas da amostra. Portanto, as equações (3) e (5) estimarão o IAE considerando IE2 ≥ 0,5 e IAE < 1. Para observar as médias condicionais, considerou-se quatro cortes amostrais: Amostra 1 – quando IE2 ≥ 0,5, IAE < 1 e OC = 0; Amostra 2 – quando IE2 ≥ 0,5, IAE < 1 e OC = 1; Amostra 3 – quando IE2 ≥ 0,5, IAE < 1 e PCE = 0 e Amostra 4 – quando IE2 ≥ 0,5, IAE < 1 e PCE = 1.

Tabela 7. Média do IAE das amostras selecionadas

Amostra n Média do _IAE Mínimo Máximo

1 67 0,485 0,02 0,99

2 6 0,671 0,07 0,99

3 52 0,473 0,04 0,99

4 21 0,567 0,02 0,99

As médias do IAE nas amostras 1 e 3 sugerem que quando não há origem ou presença de capital estrangeiro, o alisamento de lucros é maior, pois o IAE assume valores inferiores aos das amostras 2 e 4, que consideram origem ou presença de capital estrangeiro. A validade desta hipótese pode ser verificada com uma análise do tipo Ancova. Considerando IE2 ≥ 0,5 e IAE < 1 e estimando (3) e (5), têm-se os resultados da Tabela 8.

Tabela 8. Estimação dos coeficientes das equações (3) e (5) para amostra específica

Variável Equação

C IE2 OC PCE Gr R² F AIC SIC

0,117 0,413 0,086 0,214 0,153 4,156 0,193 0,318 (3) (0,458) (0,036) (0,460) (0,005) (0,009) 0,090 0,445 0,033 0,214 0,149 4,022 0,198 0,323 (5) (0,562) (0,020) (0,649) (0,007) (0,011)

Tanto a equação (3) como a (5) apresentam influência significativa conjunta das variáveis independentes sobre a dependente, conforme observa-se pelo valor P da estatística F. O valor de R² é satisfatório para ambas equações. Mais uma vez as variáveis IE2, e Gr apresentaram coeficientes significativos. Os coeficientes das variáveis OC e PCE não são significativos em suas respectivas equações. Estes resultados não diferem das estimações gerais, porém, uma particularidade para essa amostra é a relação positiva entre IE2 e IAE. Dada as características da amostra, esse resultado pode ser assim interpretado: quando a estrutura de controle e propriedade das empresas é concentrada e as empresas realizam alisamento de lucros, quanto maior for a participação do principal acionista sobre o total de ações ordinárias da empresa, maior será o índice de Eckel, portanto menor será o alisamento de lucros. Um aumento de 0,1 na participação do principal acionista, coeteris paribus, eleva o índice de Eckel em 0,04. Tanto o R², quanto a estatística F e os valores AIC e SIC, indicam a equação (3) como mais ajustada e de resposta mais eficaz. A equação corresponde a:

IAE = 0,117 + 0,413 (IE2) + 0,214 (Gr) + 0,086 (OC) (14)

Como se compreende do modelo Ancova, os coeficientes indicam diferenciais em relação ao intercepto. A categoria de referência na equação (14) revela o valor médio do Índice de Eckel quando a origem de capital é nacional e não existe prática de governança

14 corporativa. O β indica que quando a origem de capital é estrangeira, tudo o mais constante, ₄ o valor médio do índice de Eckel é 0,086 superior ao da categoria de referência. Portando, independente de Gr assumir valor 0 ou 1, quando há origem de capital estrangeiro, o índice de Eckel estimado será superior do que se houvesse origem de capital nacional. Desta forma, a hipótese 3 do trabalho é aceita.

5. Conclusão

Pôde-se constatar, utilizando modelagem de análise de covariância, onde a variável dependente representa o índice de alisamento de Eckel, a influência significativa da estrutura de propriedade e controle sobre o alisamento de lucros. As estimações, para o total das 254 observações, evidenciaram que a relação entre as variáveis é negativa, ou seja, quando o índice de estrutura e controle se eleva, o índice de alisamento de lucros se reduz. Como o índice de alisamento de lucros de Eckel mostra maior grau de alisamento para valores menores do que 1, sendo que quanto mais próximo de zero, maior é o grau de alisamento, a relação negativa entre os índices indica que quanto maior a concentração na estrutura de propriedade e controle das empresas, maior será o grau de alisamento de lucros por parte delas.

Este resultado obtido do total da amostra confirma a hipótese 1 do presente trabalho. Porém, quando a amostra é restrita às empresas realizadoras de alisamento e com concentração na estrutura e propriedade, a relação entre o índice de alisamento de lucros e o índice de propriedade torna-se positiva. Para esta amostra específica, quanto maior a concentração de ações no principal acionista da empresa, maior será o índice de Eckel, portanto menor será o alisamento de lucros.

Já as hipóteses 2 e 3 foram tamgém aceitas. Comprovou-se, por análise de média, regressão simples e Ancova, que: (a) o efeito da estrutura de propriedade e controle sobre o alisamento de lucros, de fato, é menor quando a empresa possui um maior nível de governança corporativa; (b) as empresas com estrutura de propriedade e controle concentrada que alisam seus lucros, fazem mais intensamente quando possuem origem de capital nacional ou quando possuem controlador privado nacional.

A boa resposta obtida pelas equações (3) e (5) as colocam como alternativas de estimação para o índice de alisamento de lucros de Eckel. Verificou-se, portanto, que quando a governança corporativa é mensurada somente como uma variável binária, representando ausência ou presença de qualquer nível de governança, a resposta do modelo é mais robusta. O mesmo vale para quando a concentração de propriedade é mensurada pela participação do principal acionista pela participação do principal acionista no total de ações ordinárias emitidas. Já a variável origem de capital, ou a sua substituta, presença de capital estrangeiro, não se mostraram significativas nas análises empreendidas.

A análise desenvolvida da relação entre a estrutura de propriedade e controle e gerenciamento de resultados para firmas brasileiras, permite apreciar o tema num ambiente diferente dos Estados Unidos e Europa. Dada a alta concentração da estrutura de propriedade e controle no Brasil, os conflitos de interesse nas firmas brasileiras são primeiramente associados a acionistas controladores e acionistas minoritários, e não entre gestores e acionista, como no caso norte-americano e europeu. Como demonstrado nesta pesquisa, a natureza específica dos conflitos de agência no Brasil cria diferentes incentivos para a prática do gerenciamento de resultados.

Essa pesquisa é muito rica em implicações práticas, destacando que é fundamental que os reguladores considerem as particularidades institucionais do país, antes de prescrever regras contábeis. No caso do Brasil, a estrutura concentrada de propriedade e controle

15 proporciona incentivos perversos para os gestores reduzirem a qualidade da informação contábil, promovendo práticas de gerenciamento de resultados.

A proposta do trabalho foi alcançada, porém, como sugestão para análises futuras, seria enriquecedor testar as variáveis mencionadas em dados em painéis, testando efeitos aleatórios e efeitos fixos. Por último, essa pesquisa ilustrou que é importante que em futuros estudos em gerenciamento de resultados no Brasil considere-se que a estrutura de propriedade e controle podem impactar sobre as políticas contábeis.

Referências

AMIHUD, Y.; KAMIN, J.; RONEN, J. Managerial ownerism and risk. Journal of Banking and Finance, Vol. 7, p. 189-196, 1983.

AZEVEDO, S. Administrar para todos os acionistas é o grande desafio. Instituto Brasileiro de Governança Corporativa, n. 1, 2000.

BABIC, V. Corporate governance problems in transition economies. Social Science Research Seminar, 2003.

BEATTIE, V.; BROWN, S.; EWERS, D.; JOHN, B.; MANSON, S.; THOMAS, D.; TURNER, M. Extraordinary items and income smoothing: a positive accounting approach. Journal of Bussiness, Finance and Accounting, p. 791-811, 1994.

BERLE, A.; MEANS, G. The modern corporation and private property. McMillan. New York, 1932.

BEIDLEMAN, R. Income Smoothing: The role of management. The Accounting Review, Vol. 98, n. 4, p. 653-667, 1973.

CAMAZANO, M.; ARIMA, C. Influência do Sarbanes-Oxley Act of 2002 - SOX sobre o Gerenciamento do Risco Operacional em Instituições Financeiras Brasileiras. ANPAD, 2008. CHALAYER, S. Identification et motivations des pratiques de lissage dês résultats comptables des entreprises françaises cotées en Bourse. Universidade de Saint-Etienne, 1994. FONTES FILHO J. R. Estruturas de propriedade, governança corporativa e estratégia empresarial. Fundação Getúlio Vargas, 2003.

HEALY, M.; WHAHLEN, M. A review of the earnings management literature and its implications for standard setting. Accounting Horizons, Vol. 13, p. 365-383, 1999.

JENSEN, C.; MECKLING, H. Theory of the firm: managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, Vol. 3, n. 4, p. 205-360,1976.

KAMIN, J.; RONEN, J. The smoothing of income numbers: some empirical evidence on systematic differences among management-controlled and owner-controlled firms. Accounting Organizations and Society, Vol. 3, n. 2, p. 141-157, 1978.

KOCH, B. Income smoothing: an experiment. The Accounting Review, Vol. 56, n.3, p. 574-586, 1981.

MARTINEZ, A. L. Gerenciamento dos resultados contábeis: estudo empírico das companhias abertas brasileiras. Tese de Doutorado em Contabilidade e Controladoria. FEA/USP. São Paulo, 2001.

MARTINEZ, A. L.; RAMOS, Gizele Martins . Governança Corporativa e Earnings Management. Revista Contemporânea de Contabilidade, Florianopolis, v. Ano 3, p. 143-164, 2006.

16 MCNICHOLS, F. Research design issues in earnings management studies. Journal of Accounting and Public Policy, n. 19, p. 313-345, 2000.

OKIMURA, R.; SILVEIRA, A.; ROCHA, K. Estrutura de propriedade e desempenho corporativo no Brasil. ANPAD, 2004.

PAULO, Edilson, Manipulação das informações contábeis: uma análise teórica e empírica sobre os modelos operacionais de detecção de gerenciamento de resultados. Tese de doutorado, Universidade de São Paulo, 2007

PEÇANHA, M. Um estudo sobre a influência da Lei Sarbanes-Oxley no nível de transparência dos relatórios anuais – estudo de caso da Petrobrás. Dissertação de Mestrado Profissionalizante em Administração da Ibmec, 2007.

RAJGOPAL, Shivaram, Mohan VENKATACHALAM, and James JIAMBALVO, 1999, “Is Institutional Ownership Associated with Earnings Management and the Extent to which Stock Prices Reflect Future Earnings?” Working Paper, University and Washington and Stanford University

RAPOZO, F.; PAGLIARUSSI, M.; AQUINO, A. Estrutura de propriedade, custos de agência e desempenho: estudo de caso de um grupo empresarial familiar. ANPAD, 2007.

RIBEIRO, K.; DAMI, A.; ROGERS, P.; SILVA, W. Estrutura de propriedade no Brasil: evidências empíricas no grau de concentração acionária. In: Congresso USP de Contabilidade e Controladoria, 2006.

ROGERS, P.; RIBEIRO, K.; SECURATO, J. Governança corporativa, mercado de capitais e crescimento econômico no Brasil. ANPAD, 2006.

RONEN, J.; SADAN, S. Smoothing income numbers: objectives, means and implications. Addison Wesley, 1981.

SHLEIFER, Andrei and Robert VISHNY, , “A Survey of Corporate Governance,” Journalof Finance, 52: 737-783, 1997.

SILVEIRA, A. Governança corporativa e estrutura de propriedade: determinantes e relação com o desempenho das empresas no Brasil. Tese de doutorado. Universidade de São Paulo, São Paulo, SP, Brasil. 2004.

SMITH, D. The effect of the separation of ownership from control on accounting policy decisions. The Accounting Review, Vol. 51, n. 4, p. 707-723, 1976.

TUKAMOTO, Y.; LOPES, A. Contribuição ao estudo do “gerenciamento” de resultados: uma comparação entre as companhias abertas brasileiras emissoras de ADR´s e não emissoras de ADR´s. Dissertação de Mestrado em Contabilidade e Controladoria da Universidade de São Paulo, 2004.