Análise da Qualidade das Informações Contábeis nas Companhias Abertas

Análise da Qualidade das Informações Contábeis nas Companhias Abertas

Autoria: Edilson Paulo, Eliseu Martins

Resumo

O objetivo deste estudo foi o de analisar a qualidade das informações contábeis reportadas pelas companhias abertas que atuam no mercado latino-americano e nos Estados Unidos da América. Especificamente, foi analisado a persistência, conservadorismo e gerenciamento de resultados contábeis. A pesquisa, do tipo exploratória e descritiva, está baseada em uma amostra composta por 14.917 empresas-ano, no período compreendido entre 1996 a 2005.

Para a análise dos dados utilizaram-se modelos econométricos que permite avaliar as características da informação contábil. Os resultados evidenciam que os lucros contábeis são mais persistentes dos fluxos de caixa e, portanto, sugerem que o resultado contábil tem melhor conteúdo informacional. Comparativamente, os resultados apontam que os números contábeis divulgados pelas companhias brasileiras não apresentam diferenças significativas em relação aos reportados pelas demais empresas mercados latino-americanos. Por outro lado, este trabalho apresenta evidências de que a os relatórios contábeis das empresas brasileiras são menos conservadores e tem maior nível de gerenciamento de resultados do que as das companhias norte-americanas. Assim sendo, sugerem que existem diferenças na qualidade da informação contábil originadas pelo ambiente econômico em que empresa está inserida.

1. Introdução

Um conjunto de fatores sociais, econômicos, políticos e comportamentais fazem com que os diversos agentes econômicos não possuam a mesma informação, em termos de quantidade e/ou qualidade. Scott (2003, p.105) explica que “freqüentemente, um tipo de participante no mercado (vendedor, por exemplo) conhecerá algo a mais sobre o ativo que está sendo negociado que outro tipo de participante (comprador) não sabe”, o que é denominado de assimetria informacional.

De forma mais ampla, pode-se considerar que a assimetria da informação, normalmente, ocorre quando um determinado agente ou grupo de agentes presentes no ambiente econômico tem melhores informações sobre o potencial econômico do ativo do que outro agente ou grupo de agentes.

Um dos principais papéis da Contabilidade está na redução da assimetria informacional, minimizando os conflitos de agência e, conseqüentemente, contribuindo para a adequada alocação dos recursos disponíveis. O conjunto de relatórios contábeis é base para uma ampla extensão da análise empresarial, sendo utilizado como meio importante para a administração comunicar o desempenho da empresa aos investidores e como um mecanismo de governança corporativa (PALEPU, HEALY e BERNARD; 2004; p.iii).

Diversos estudos analisam a qualidade da informação contábil e suas implicações no processo de avaliação de desempenho e nas relações contratuais das empresas (BALL, 1999;

BARTH, CRAM e NELSON, 2001; DECHOW e DICHEV, 2002; DECHOW e SCHRAND, 2004). Dechow e Schrand (2004), Giroux (2004) e Burgstaher, Hail e Leuz (2006) consideram que, a qualidade da informação contábil é um conjunto amplo de várias dimensões, na qual se destacam (1) Persistência, (2) Conservadorismo e (3) Gerenciamento dos resultados contábeis.

Além desses fatores, deve-se considerar que existam outras dimensões (atributos) da qualidade da informação contábil, como por exemplo, transparência, nível de disclosure, relação com o desempenho dos preços das ações ou do valor de mercado da firma.

Entretanto, Bushman e Smith (2001, p.293-297) afirmam que existem diferenças entre

os países em relação aos sistemas contábeis originadas pelas diversas características

institucionais e organizacionais e que afetam o conteúdo informacional dos relatórios

contábeis.

Diante da possibilidade de diferenças na informação contábil ocasionado por fatores organizacionais e institucionais de cada país, pode-se levantar a seguinte questão de pesquisa:

Os números contábeis reportados pelas empresas brasileiras apresentam qualidade informacional diferente dos demais países do continente americano?

Dessa forma, o objetivo geral deste estudo é o de verificar se existem diferenças significativas entre as dimensões de qualidade das informações contábeis (persistência, conservadorismo e gerenciamento de resultados) reportados pelas companhias abertas brasileiras em relação às companhias presentes nos demais mercados da América Latina e nos Estados Unidos da América.

Para atingir o objetivo geral deste estudo, desenvolveu-se uma pesquisa exploratória e descritiva. Para a análise das dimensões da qualidade das informações contábeis aplicaram-se os modelos operacionais presentes na literatura que avaliam a persistência nos resultados (DECHOW e SCHRAND, 2004), o nível de conservadorismo (BALL e SHIVAKUMAR, 2005) e gerenciamento de resultados contábeis (KANG e SIVARAMAKRISHNAN, 1995;

PAE, 2005), em uma amostra composta por companhias abertas nos mercados latino- americanos e dos Estados Unidos da América, perfazendo um total de 14.917 empresas-ano, no período de 1996 a 2005. Na seqüência deste trabalho, foi feita uma breve revisão dos principais conceitos relacionados à qualidade da informação contábil. A seção 3 apresenta os procedimentos metodológicos adotados na pesquisa e, na seção seguinte, os resultados foram descritos e analisados. Finalizando o artigo, teceram-se algumas considerações sobre as evidências encontradas nesta pesquisa.

2. Referencial Teórico 2.1. Informação contábil

Com o crescimento da dimensão e da complexidade das atividades empresariais, as necessidades de informações por parte dos administradores e dos demais usuários da Contabilidade tornam-se cada vez mais distintas; no qual esses últimos precisam de uma crescente demanda de informações contábeis para que possam julgar o desempenho do administrador e da empresa, bem como para monitorar a elaboração e execução dos contratos.

Iudícibus (2004, p.25), afirma que “o objetivo básico da contabilidade, [...] pode ser resumido no fornecimento de informações econômicas para vários usuários, de forma que propiciem decisões racionais”.

A Teoria da Agência tem auxiliado a Contabilidade a compreender mais claramente as pressões direcionadas ao processo de regulação contábil e os efeitos da informação contábil na alocação dos recursos. Muitos dos contratos firmados entre os agentes econômicos envolvem variáveis contábeis, como, por exemplo, a remuneração dos gestores quando baseado no desempenho econômico da empresa ou os credores que podem demandar proteção do capital emprestado através da manutenção de certos indicadores financeiros. Assim, as informações contábeis, observadas pela teoria dos custos de contratos, auxiliam o monitoramento e cumprimento dos contratos, através da diminuição da assimetria informacional, contribuindo, portanto, para redução dos custos de agência originados pelos conflitos de interesses.

Portanto, a informação contábil influencia as decisões individuais de seus usuários, afetando a alocação dos recursos e o funcionamento dos mercados, conseqüentemente, a eficiência da economia.

Lopes e Martins (2005, p.31) afirmam que “normalmente, os níveis de assimetria são

intermediários entre a assimetria total e a simetria total”, e ressaltam que a falta de

homogeneidade de informações pode ocorrer inclusive entre as classes de investidores (mais

sofisticados e menos sofisticados ou individuais). Um melhor nível de informação reduz a

assimetria e, conseqüentemente, pode reduzir a incerteza e conduzir o usuário para melhores

decisões, aumentando a probabilidade de maior eficiência econômica. Cabe ressaltar que nem sempre a melhor decisão leva aos melhores resultados, devido à incerteza dos cenários em que julgamentos são realizados.

Entretanto, a Contabilidade é uma atividade econômica complexa, pois opera em um ambiente sob condições de incertezas. A complexidade justifica-se pelo fato de os seus usuários não exercerem reações homogêneas diante da mesma informação contábil. Scott (2003, p.6) afirma que um investidor sofisticado pode reagir positivamente à mensuração dos ativos ao fair value, pois ele julga que essa métrica auxiliará na predição do desempenho futuro da companhia; enquanto outros investidores podem reagir negativamente, considerando que os números contábeis divulgados não são confiáveis ou pelo simples fato de que seu processo decisório está baseado no custo histórico. Assim, o ambiente da Contabilidade, complexo e dinâmico, é também caracterizado pelo conflito entre as pressões exercidas pelos diferentes grupos de interessados na informação.

Assim, torna-se de extrema importância assegurar a qualidade da informação contábil, pois essa influencia a alocação de recursos, bem como a distribuição de riqueza entre os diversos agentes econômicos. Porém, Lopes e Martins (2005) observam que as informações geradas pela Contabilidade sofrem influência direta dos interesses pessoais dos administradores ou agentes (conforme definição da teoria da agência), normalmente, relacionados pelos mecanismos de remuneração, acordos contratuais, legislação societária, concorrência, dentre outros. Ball (1999), Ali e Hwang (2000) e Giner e Rees (2001) incluem, ainda, outros fatores a exemplo das fontes de financiamento, legislação tributária e estrutura acionária. Isso implica na possibilidade de existir informações contábeis substancialmente diferentes nos diversos ambientes econômicos.

Para Pope e Walker (1999, p.54), as diferenças no conteúdo informacional têm sido associadas com as características institucionais e com mercado de capitais que, possivelmente, implique em diferenças nos atributos fundamentais da mensuração contábil. O conteúdo informacional dos números contábeis é de difícil mensuração porque o verdadeiro desempenho econômico não é observado (BURGSTAHLER, HAIL e LEUZ, 2006, p. 984).

2.2. Qualidade das informações contábeis

A qualidade da informação contábil está fortemente relacionada ao ambiente econômico, político e social em que a firma estiver inserida. Dechow e Schrand (2004, p.2) explicam que a “qualidade dos resultados é contextual, ela significa coisas diferentes para os diferentes usuários das demonstrações financeiras.” Apesar de a afirmação utilizar o termo

‘qualidade dos resultados’, as considerações efetuadas nos trabalhos publicados podem ser consideradas como ‘qualidade da informação contábil’, e que, nesta pesquisa, esses termos são semelhantes.

Quando se discute a qualidade das informações contábeis (ou qualidade dos resultados) são apresentados diversos conceitos sobre a mesma. Pode-se considerar que existe uma baixa qualidade quando os relatórios contábeis são manipulados, quando existe um número excessivo de itens não recorrentes ou na falta de transparência no processo de evidenciação contábil, mesmo quando as escolhas contábeis foram realizadas em concordância com as normas contábeis vigentes. Assim, um conceito de qualidade de informação contábil torna-se complexo, dependendo do objetivo do seu usuário.

É importante reconhecer as limitações das demonstrações contábeis, pois apesar do seu objetivo principal estar diretamente relacionado com os interesses comuns dos diversos usuários potenciais, provavelmente, não seja possível atender, de forma idêntica, às necessidades de todos os agentes econômicos.

Para algumas empresas, mesmo com a ausência de comportamento oportunístico, os

números contábeis podem ser considerados de baixa qualidade. Por exemplo, nos casos de

empresas com alto crescimento, grande volume de recursos em ativos intangíveis ou com alta instabilidade do ambiente empresarial, as informações reportadas, segundo as normas contábeis, podem não ser úteis no auxílio da avaliação e/ou tomada de decisão. Portanto, a qualidade da informação contábil torna-se um conjunto amplo de várias dimensões (DECHOW e SCHRAND, 2004; GIROUX, 2004; BURGSTAHER, HAIL e LEUZ, 2006).

2.2.1. Persistência

Numa perspectiva dos investidores, Dechow e Schrand (2004, p.5) definem que “os resultados são de alta qualidade quando os números dos resultados exatamente anualiza o valor intrínseco da firma.”

A persistência dos resultados contábeis é um atributo desejável para a avaliação de desempenho empresarial. Entretanto, após a análise dos números contábeis da Enron Corporation no período de 1998 a 2001, Dechow e Schrand (2004, p.6) consideram que a

“maior persistência de resultados é uma definição significante para qualidade dos resultados, somente se os resultados verdadeiramente refletir o desempenho durante o período e se o desempenho do período corrente persiste nos períodos futuros.”

A persistência dos resultados pode variar entre as empresas em função do regime de competência (accruals basis), mesmo sem a presença de comportamento oportunístico. Para Dechow e Skinner (2000; p.238), o regime de competência tende a amortecer as flutuações nos fluxos de caixa da empresa, gerando um número que é mais útil ao investidor do que o fluxo de caixa operacional do período corrente.

Em certas situações, as atividades desenvolvidas pela empresa requerem um maior número de estimações e julgamentos e/ou aumento no volume de accruals nos números contábeis, como em empresas em crescimento ou no ramo de alta tecnologia. Provavelmente, esses accruals possuem maior erro de estimação (mesmo sem ações oportunísticas) e, conseqüentemente, reduzem a persistência dos resultados. Nesse caso, a baixa qualidade de resultados (definida pela persistência dos resultados) é relacionada à falha do sistema contábil em capturar certas transações ou eventos.

O grande interesse sobre a persistência dos resultados contábeis está no papel que exerce na previsão dos resultados futuros e, conseqüentemente, na avaliação do valor dos ativos. Quando ocorrem erros nas estimações dos accruals e resultados transitórios, como ganhos e perdas em instrumentos financeiros marcados a mercado, existe uma redução na persistência dos resultados e isso leva à perda da utilidade da informação contábil na avaliação e previsão sobre comportamentos futuros do desempenho da empresa.

Dechow (1994) e Dechow e Schrand (2004) apresentam evidências de que os resultados contábeis são mais persistentes do que os fluxos de caixa operacional e, consequentemente, tornam-se uma melhor medida para avaliação do desempenho da empresa, principalmente, em uma análise de curto prazo. Entretanto, Barth, Cram e Nelson (2001) verificaram que os resultados contábeis (agregados) não têm maior utilidade para previsão dos lucros e dos fluxos de caixa futuros, mas, a análise individual dos componentes dos resultados apresenta evidências de maior conteúdo informacional para a predição dos desempenhos futuros.

2.2.3. Conservadorismo

Diversos estudos (BASU, 1997; BALL, KOTHARI e ROBIN, 2000; BALL e

SHIVAKUMAR, 2005) conceituam o conservadorismo como o reconhecimento enviesado

das más notícias, mais rapidamente do que as boas notícias. Para Basu (1997, p.3), o

conservadorismo é o resultado que reflete as más notícias (bad news) mais rapidamente do

que as boas notícias (good news), levando às “diferenças sistemáticas entre os períodos das

más notícias e das boas notícias no timeless e persistência dos resultados.”

O conservadorismo implica em decisões sobre o momento do reconhecimento oportuno dos ganhos e das perdas e, conseqüentemente, influenciando a escolha contábil.

Porém, como outras características da informação contábil, o conservadorismo sofre influência do ambiente institucional e organizacional das empresas.

Watts (2003a; 2003b) traça um paralelo do conservadorismo com a persistência dos resultados, considerando que uma das conseqüências da presença do comportamento conservadorismo sobre os números contábeis é a persistência da subestimação dos valores do ativo líquido (ativo total menos passivo total), referentes aos efeitos acumulados no balanço patrimonial e nos resultados acumulados desde o inicio de suas operações.

Por outro lado, Holthausen e Watts (2001, p. 37) ponderam que o “conservadorismo pode ser devido às fontes de contração, litígio e/ou tributária, deste modo destacando-se aspectos de múltiplos objetivos das demonstrações financeiras”. Lopes (2002, p.42) afirma que “a idéia geral do conservadorismo é fornecer informações mais confiáveis aos investidores por meio de demonstrações que não sejam excessivamente otimistas”.

Nesse sentido, o conservadorismo limita as ações dos gestores, disciplinando o

“entusiasmo natural de alguns donos e administradores de negócios na apresentação das perspectivas da entidade” (IUDÍCIBUS, 2004, p.82) e contribuindo para o aumento da confiabilidade dos agentes externos sobre os números contábeis reportados pelas empresas.

Outro papel relevante do conservadorismo é sua influência no estabelecimento das relações contratuais entre a firma e seus credores, com intuito de assegurar garantias mínimas para o cumprimento das obrigações e na redução da probabilidade de que os recursos serão distribuídos inadequadamente para alguns agentes (WATTS, 2003a; 2003b; HOLTHAUSEN e WATTS, 2001). O conservadorismo pode minimizar o comportamento oportunístico dos administradores sobre os números contábeis, através da exigência assimétrica da verificabilidade, pois Watts (2003a, p.211) considera que as práticas contábeis são mais exigentes com o nível de verificação das boas notícias do que das más notícias.

Entretanto, de forma teórica, a alta qualidade dos números contábeis deveria estar correlacionada positivamente à mensuração e evidenciação fidedigna e não-enviesada dos eventos e transações (neutralidade). Mas, a falta de verificabilidade, associada ao conservadorismo, conduz a Contabilidade reportar os números de forma assimétrica, incorporando mais rapidamente os maus resultados do que os bons resultados. O conservadorismo e a neutralidade devem ser compreendidos, adequadamente, em termos de seus benefícios e malefícios, buscando ampliar a probabilidade de se atingirem os objetivos dos relatórios contábeis. Givoly e Hayn (2000, p.289) afirmam que os estudos devem analisar a relação entre o conservadorismo e as outras dimensões da informação contábil, como o gerenciamento de resultados, pois esse afeta os relatórios contábeis por causa dos custos políticos e incentivos contratuais.

Apesar de Ball, Kothari e Robin (2000) apontarem que o conservadorismo está mais presente nos países commom-law do que nos países code-law. Lara, Osma e Enguidanos (2005) evidenciam que os números contábeis apresentados pelas empresas do Reino Unido (common-law) e da Alemanha e França (code-law) têm uma redução significativa na diferença em relação ao reconhecimento assimétrico das boas e más notícias, quando são controlados os efeitos do comportamento discricionário. Em outro estudo, Shackelford e Shevlin (2001) evidenciam que a Contabilidade torna-se mais conservadora quando existe um maior vínculo da tributação com os relatórios contábeis.

2.2.4. Gerenciamento de resultados

Burgstaher, Hail e Leuz (2006) consideram que gerenciamento de resultados é uma

medida da qualidade contábil, pois é, particularmente, uma resposta aos incentivos de

informações das firmas.

Na hipótese de mercado eficiente, os investidores devem ser capazes de observar os resultados gerenciados, estando incluídos totalmente no preço das ações. Considerando a Teoria dos Jogos, pode-se considerar que não existe equilíbrio no jogo sem gerenciamento de resultados. Esse fato reporta a situação do Dilema do Prisioneiro (Prisoner´s Dilemma). Para o administrador será melhor se ele conseguir convencer os participantes do mercado de capitais que não está empregando práticas discricionárias. Todavia, desde que ele não consiga tal crédito, o mercado racionalmente espera um viés, e o administrador não tem outra melhor solução do que enviesar seu relatório até que as expectativas sobre o viés sejam realizadas na média. Assim, pode-se tornar difícil evitar o gerenciamento de resultados por parte dos administradores (WAGENHOFER, 2004, p. 20).

O amplo conjunto de critérios de mensuração e evidenciação contábil permitem que os administradores escolham uma das alternativas válidas a fim de divulgarem os relatórios da forma desejada. Healy e Wahlen (1999, p.368-370) consideram que o gerenciamento de resultados é uma conseqüência das ações discricionárias dos administradores para manipular as informações contábeis sobre o desempenho da empresa.

Scott (2003, p.369) afirma que o “gerenciamento de resultados é a escolha da política contábil por um administrador de forma que atinja alguns objetivos específicos”.Giroux (2004, p.2) amplia o conceito, considerando como o uso das atividades operacionais e dos métodos contábeis discricionários para ajustar os números para um resultado desejado.

Demski e Frimor (1999, p.187) afirmam que a manipulação contábil é um tipo de comunicação distorcida entre as partes. Portanto, considera-se que a qualidade das informações contábeis está diretamente relacionada ao comportamento discricionário dos administrados sobre os números contábeis.

3. Procedimentos metodológicos 3.1 Tipo e método de pesquisa

Este estudo caracteriza-se como uma pesquisa exploratória e descritiva, segundo observa-se em Köche (1999) e Cervo e Bervian (2002). Exploratória, pois se buscou a obtenção de maiores conhecimentos sobre as características da qualidade da informação contábil no âmbito das sociedades anônimas que atuam nos mercados de capitais dos países latino-americanos e dos Estados Unidos da América. Descritiva, pois se procurou verificar as diferenças significativas entre os as dimensões da qualidade da informação contábil nos diversos países analisados.

3.2 Seleção e composição da amostra

A população, neste estudo, foi o conjunto de companhias abertas presentes nos mercados de capitais da América Latina e dos Estados Unidos da América. As informações necessárias para a pesquisa foram coletadas junto aos bancos de dados da Comissão de Valores Mobiliários (CVM) e Economática, durante o período de 1996 a 2005. A formação do universo amostral de cada país está descrita na tabela 01.

Tabela 01 - Formação da amostra da pesquisa

Brasil Argen

-tina Chile Colôm

-bia Mexic

o Peru Vene-

zuela EUA Total de companhias 578 100 284 69 183 171 49 1.470 Companhias que atuam na

atividade financeira e de

participações societárias (61) (8) (66) (25) (27) (19) (18) (241) Falta de informações (57) (22) (24) (14) (9) (36) (11) (222)

Amostra 460 70 194 30 147 116 20 1.007

As companhias abertas que exercem atividades financeiras e aquelas que têm como objeto principal a participação em outras empresas foram excluídas da amostra. Também foram excluídas, as companhias que não tenham informações necessárias sobre as variáveis utilizadas neste estudo ou que contêm dados numéricos com 4 desvios-padrão em relação à média (outlier).

Após procedimentos metodológicos adotados, a amostra desta pesquisa ficou foram por 14.917 empresas-ano distribuídas da seguinte forma:

Tabela 02 - Distribuição da amostra da pesquisa

País Empresas-ano País Empresas-ano

Brasil 3.009 México 1.243

Argentina 535 Peru 947

Chile 1.695 Venezuela 143

Colômbia 223 EUA 7.122 Total 14.917

3.3. Desenvolvimento das hipóteses e definição dos modelos empregados

Considerando-se a importância da persistência dos resultados contábeis no processo de avaliação do desempenho das empresas e as evidências de que esses são mais persistentes do que o fluxo de caixa, bem como a relevância em se compreender a influência das diferenças de cada país nas características da informação contábil, adotaram-se as seguintes hipóteses de pesquisa:

Hipótese 1: Os resultados contábeis reportados pelas companhias abertas latino- americanas e norte-americanas apresentam maior persistência do que os fluxos de caixa.

Hipótese 2: A persistência dos resultados contábeis nas demonstrações contábeis é significativamente diferente entre os países da América Latina e dos Estados Unidos da América.

Para analisar a persistência foi utilizado o seguinte modelo (DECHOW e SCHRAND;

2004; p.12):

X it+1 = α 0 + α 1 X it + ε it (1) em que:

X it+1 = valor da variável na empresa i do ano t+1;

X it = valor da variável na empresa i do ano t;

ε it = erro da regressão.

Todas as variáveis são ponderadas pelos ativos totais no início do período.

Para analisar a persistência dos resultados contábeis, as variáveis X it+1 e X it foram substituídas, respectivamente, pelo resultado operacional do período posterior (LO it+1 ) e resultado operacional corrente (LO it ); enquanto que para avaliar a persistência dos fluxos de caixa, as variáveis do modelo descrito na equação 1 foram substituídas pelo fluxo de caixa operacional do período posterior (FCO it+1 ) e fluxo de caixa corrente (FCO it ). Considera-se que, os resultados contábeis são mais persistentes do que os fluxos de caixa quando a estimativa do seu coeficiente α 1 está mais próximo de 1. Esse procedimento metodológico é consistente com o adotado por Dechow (1994), Barth, Cram e Nelson (2001) e Dechow e Schrand (2004).

Para analisar as diferenças de características da informação contábil entre os países, considera-se que a amostra com o maior coeficiente estimado de α 1 é o país com maior nível de persistência dos resultados contábeis.

Observando outra dimensão da qualidade da informação contábil, como exposto

anterior, torna-se relevante à compreensão da influência no conservadorismo dos números

contábeis e a suposição de que os países com sistema jurídico code-law são menos conservadores do que os países commom-law levantaram-se a terceira e quarta hipóteses de pesquisa:

Hipótese 3: As práticas contábeis adotadas pelas companhias abertas brasileiras são significativamente menos conservadoras do que as companhias norte- americanas.

Hipótese 4: As práticas contábeis adotadas pelas companhias abertas brasileiras não apresentam diferenças significativas no nível de conservadorismo em relação às companhias abertas nos demais países da América Latina.

Para mensuração do nível de conservadorismo, utilizou-se o modelo proposto por Ball e Shivakumar (2005, p.92), descrito da seguinte forma:

ΔNI it = α 0 + α 1 DΔNI it-1 + α 2 ΔNI it-1 + α 3 ΔNI it-1* DΔNI it-1 + ε it (2) em que:

ΔNI it = variação no lucro líquido contábil da empresa i do ano t-1 para o ano t;

ΔNI it-1 = variação no lucro líquido contábil da empresa i do ano t-2 para o ano t-1;

DΔNI it-1 = variável dummy para indicar se existe variação negativa no lucro líquido contábil da empresa i do ano t-1 para o ano t, assumindo valor 1 se ΔNI it < 0, e 0 nos demais casos;

ε it = erro da regressão.

Todas as variáveis são ponderadas pelos ativos totais no início do período.

Nesse modelo (equação 2), a utilização da “variação no lucro líquido contábil” como variável independente, tem a vantagem de fornecer uma especificação adequada para identificar os componentes transitórios do resultado (BALL e SHIVAKUMAR, 2005, p.92).

A hipótese assumida pelos referidos autores é de que existe menor reversão de decréscimos negativos de resultados nas companhias menos conservadoras, refletindo uma menor freqüência de reconhecimento oportuno das perdas, devido a menor demanda por comportamento conservador na mensuração das informações contábeis.

Espera-se que o coeficiente α 2 seja igual a zero (α 2 = 0), pois devido ao diferimento do reconhecimento dos ganhos até o momento em que seu fluxo de caixa seja realizado, fazendo, assim, com que os resultados positivos tornem-se um componente persistente do lucro contábil, que tende a não ser revertido (BALL e SHIVAKUMAR, 2005, p.95). No caso de reconhecimento oportuno, os ganhos passam a ser um componente transitório do resultado e tendem a ser revertido nos períodos subseqüentes. Isso implica em que o coeficiente α 2 seja menor que zero (α 2 < 0).

Por outro lado, o reconhecimento mais oportuno das perdas do que dos ganhos, implica em que o coeficiente α 3 seja menor que zero (α 3 < 0). Utilizando-se o mesmo raciocínio, o reconhecimento oportuno das perdas resulta em decréscimos transitórios do resultado e, conseqüentemente, devem ser revertidas nos períodos seguintes, implicando, a priori, em que o somatório dos coeficientes α 2 e α 3 seja menor que zero (α 2 + α 3 < 0).

Ressalta-se que não existe uma predição para os coeficientes lineares (interceptores) α 0 e α 1

nesse modelo.

Com relação à dimensão do gerenciamento de resultados contábeis, torna-se relevante identificar o nível de comportamento oportunístico em cada ambiente empresarial, pois afeta a qualidade das informações contábeis, destaca-se a seguinte hipótese:

Hipótese 5: O nível de gerenciamento de resultados contábeis nas companhias

abertas é significativamente diferente entre os países pertencentes ao mercado

latino-americano e Estados Unidos da América.

A proxy de gerenciamento de resultados contábeis utilizada neste trabalho foi accrual discricionário (DA it ) estimado através dos modelos propostos por Kang e Sivaramakrishnan (1995, p. 353) e Pae (2005, p.6). Para minimizar os erros nas variáveis, o modelo KS (KANG e SIVARAMAKRISHNAN; 1995; p. 353) incluí variáveis explicativas que reflitam a realidade econômica corrente e que não estão contaminadas devido à utilização de variáveis instrumentais. Martinez (2001) evidencia que o modelo KS apresenta melhores resultados no contexto brasileiro. Por esse modelo, os accruals não-discricionários são estimados através da seguinte regressão (equação 3):

TA it = Φ 0 + Φ 1 (δ 1 R it ) + Φ 2 (δ 2 D it ) + Φ 3 (δ 3 PPE it ) + ε it (3) em que:

TA it = accruals totais da empresa i no período t;

R it = receitas líquidas da empresa i no período t;

D it = montante dos custos e despesas operacionais da empresa i no período t, excluídas as despesas com depreciação e amortização;

PPE it = saldo das contas do Ativo Imobilizado e Ativo Diferido (bruto) empresa i no final do período t;

δ 1 = CR i,t-1 / R i,t-1 ;

δ 2 = (INV i,t-1 + DespAntec i,t-1 + CP i,t-1 ) / D i,t-1 ;

δ 3 = Depr i,t-1 / PPE i,t-1 ;

CR i-1t = saldo da conta duplicatas a receber (clientes) da empresa i no período t-1;

R i,t-1 = receitas líquidas da empresa i no período t-1;

INV i,t-1 = saldo da conta estoques da empresa i no período t-1;

DespAntec i,t-1 = saldo da conta despesas antecipadas da empresa i no período t-1;

CP i,t-1 = saldo das contas a pagar no curto prazo da empresa i no período t-1;

Depr i,t-1 = montante de despesas com depreciação e amortização da empresa i no período

t-1;

PPE i,t-1 = saldo das contas do Ativo Imobilizado e Ativo Diferido (bruto) empresa i no

final do período t-1;

ε it = erro da regressão.

Todas as variáveis são ponderadas pelos ativos totais no início do período t.

O modelo proposto por Pae (2005, p.6) tem como objetivo aumentar o poder preditivo dos modelos Jones e Jones Modificado pela ampliação através inclusão de variáveis que representem o fluxo de caixa operacional e a reversão natural dos accruals anteriores. O modelo geral proposto por Pae (2005) é descrito da seguinte forma (equação 4):

TA it = α(1/A t-1 ) + β 1 (ΔR it ) + β 2 (PPE it ) + β 3 (FCO it ) + β 4 (FCO it-1 ) + β 5 (TA it-1 ) + ε it (4) em que:

TA it = accruals totais da empresa i no período t

∆R it = variação das receitas líquidas da empresa i do período t-1 para o período t;

PPE it = saldos das contas Ativo Imobilizado e Ativo Diferido (bruto) da empresa i no final do período t;

A it-1 = ativos totais da empresa no final do período t-1;

FCO it = fluxo de caixa operacional da empresa i no período t;

FCO it-1 = fluxo de caixa operacional da empresa i no período t-1;

TA it = accruals totais da empresa i no período t;

ε it = erro da regressão;

Todas as variáveis são ponderadas pelos ativos totais no início do período.

Para os dois modelos utilizados, os accruals totais são calculados da seguinte forma:

TA it = (∆AC it -∆Disp it ) – (∆PC it -∆Div it ) – Depr it (5) em que:

TA t = accruals totais da empresa no período t;

∆AC t = variação do ativo corrente (circulante) da empresa no final do período t-1 para o final do período t;

∆PC t = variação do passivo corrente (circulante) da empresa no final do período t-1 para o final do período t;

∆Disp t = variação das disponibilidades da empresa no final do período t-1 para o final do período t;

∆Div t = variação dos financiamentos e empréstimos de curto prazo da empresa no final do período t-1 para o final do período t;

Depr t = montante das despesas com depreciação e amortização da empresa durante o período t;

Todas as variáveis são ponderadas pelos ativos totais no início do período t.

Por fim, os accruals discricionários da empresa i no período t, calculadas da seguinte forma:

DA it = TA it – NDA it (6) em que:

DA t = accruals discricionários da empresa no período t;

TA t = accruals totais da empresa no período t (equação 5) ;

NDA t = accruals não-discricionários da empresa no período t (equação 3);

Todas as variáveis são ponderadas pelos ativos totais no início do período t.

Considera-se que as empresas que possuem maior desvio-padrão nos accruals discricionários são aquelas que têm maior probabilidade de gerenciamento de resultados contábeis. A utilização do desvio-padrão dos accruals discricionários, em vez do montante dos accruals discricionários, como medida de gerenciamento de resultados contábeis deve-se ao fato de que um maior volume de accruals (discricionários e não-discricionários) pode ser ocasionado pelas características particulares de um determinado setor de atividade econômica.

Neste trabalho utilizou variáveis dummy para controlar características peculiares de cada setor econômico com o intuito de estimar parâmetros mais consistentes.

Para analisar se a persistência dos resultados, nível de conservadorismo e os accruals discricionários são significativamente diferentes entre os países analisados nesta pesquisa, realizaram-se os testes de hipóteses para diferenças entre médias F ANOVA (paramétrico) e Kruskal-Wallis (não-paramétrico), bem como os testes post hoc (Tukey, Scheffé e Bonferroni). Todas as análises estatísticas foram realizadas considerando-se um nível de significância de 5% (bi-caudal).

4. Apresentação e Análise dos Resultados

Os dados da estatística descritiva e do teste de normalidade das variáveis utilizadas para cada país analisado neste trabalho foram suprimidos pela necessidade em se observa a limitação de número de páginas. Com base no teste Jarque-Bera, pode-se verificar que existem evidências estatísticas para rejeitar a normalidade para todas variáveis, ou seja, as variáveis utilizadas neste trabalho não seguem uma distribuição normal (GREENE, 2003).

As tabelas 03 e 04 exibem os parâmetros e estatísticas para os modelos utilizados para análise da persistência dos resultados contábeis e dos fluxos de caixa operacional.

Observa-se na tabela 03, que o modelo utilizado para analisar a persistência dos

resultados contábeis tem um grau de ajustamento (R²) entre 0,208 e 0,613, exceto a amostra

das companhias argentinas que no qual o coeficiente de determinação foi de 0,086. Em relação à persistência dos fluxos de caixa, verifica-se na tabela 04 que o poder explicativo do modelo tem R² entre 0,096 e 0440, porém para as amostras com as empresas argentinas e colombianas, o modelo não se apresenta nenhum poder explicativo.

Tabela 03 – Análise da persistência dos resultados contábeis Brasil Argen-

tina Chile Colôm-

bia Mexico Peru Vene-

zuela EUA Constante coefic. 0,018 0,043 0,010 0,017 0,020 0,029 0,010 0,037

p-value 0,338 0,000 0,138 0,005 0,069 0,000 0,041 0,000

LO it coefic. 0,715 0,210 0,762 0,681 0,651 0,590 0,788 0,451

p-value 0,038 0,069 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000

R² 0,492 0,086 0,585 0,431 0,375 0,329 0,613 0,208 N 2912 544 1684 206 1233 966 137 7778

Tabela 04 – Análise da persistência dos fluxos de caixa operacional Brasil Argen-

tina Chile Colôm-

bia Mexico Peru Vene-

zuela EUA Constante coefic. 0,080 0,091 0,041 0,056 0,071 0,014 0,049 0,043

p-value 0,000 0,000 0,011 0,000 0,000 0,568 0,000 0,000

FCO it coefic. 0,288 0,003 0,369 -0,011 0,339 0,686 0,490 0,635

p-value 0,000 0,627 0,079 0,930 0,000 0,018 0,000 0,000

R² 0,110 0,000 0,265 0,000 0,096 0,440 0,322 0,436 N 2744 503 1303 208 1090 852 121 6208

Analisando os coeficientes das variáveis explicativas dos modelos de persistência dos resultados contábeis (LO it ) e dos fluxos de caixa (FCO it ), é observado que os lucros contábeis correntes têm maior nível de persistência nos resultados futuros quando comparado a persistência dos fluxos de caixa, excetuando-se as amostras compostas pelas companhias abertas do Peru e dos Estados Unidos da América. Em uma comparação entre a persistência dos resultados contábeis entre os países, foi verificado que não existem diferenças significativas entre os coeficientes α 1 de cada um dos países analisados, exceto para as companhias argentinas, conforme teste t efetuado, não apresentado neste texto.

Tabela 05 – Análise do conservadorismo dos resultados contábeis Brasil Argen-

tina Chile Colôm-

bia Mexico Peru Vene-

zuela EUA Constante coefic. 0,092 -0,015 0,021 0,001 0,454 -0,004 -0,013 0,001

p-value 0,000 0,150 0,225 0,862 0,000 0,456 0,288 0,809

DΔNI it-1 coefic. -0,176 0,033 -0,025 -0,009 0,152 0,010 0,001 0,023

p-value 0,000 0,052 0,181 0,376 0,183 0,305 0,959 0,033

ΔNI it-1 coefic. -0,169 0,016 -0,063 0,104 -0,053 0,165 0,103 0,029

p-value 0,098 0,789 0,000 0,542 0,082 0,237 0,620 0,668

ΔNI it-1 *

DΔNI it-1 coefic. 0,125 -0,086 -0,312 -0,705 0,207 -0,514 -0,591 -0,202

p-value 0,472 0,389 0,028 0,021 0,243 0,028 0,052 0,215

R² 0,201 0,032 0,075 0,117 0,011 0,049 0,106 0,022 N 2917 544 1640 217 1175 901 125 6360

A tabela 05 apresenta estimativas do modelo para análise do conservadorismo

(equação 2). Considerando um nível de significância de 5%, verificou-se que o coeficiente da

variável ΔNI it-1 (α 2 ) é, estatisticamente, igual a zero, pois o p-value é maior que 0,05 (WOOLDRIDGE, 2006), exceto para as empresas chilenas. Portanto, confirma-se o que foi predito anteriormente, ou seja, que os resultados positivos tornam-se componente persistente do lucro contábil, não sendo revertidos nos períodos subseqüentes nas demonstrações contábeis das empresas. Mas, conforme apresentado na tabela 04, somente para as empresas chilenas, colombianas e peruanas, o coeficiente da variável ΔNI it-1 * DΔNI it-1 (α 3 ) é, significativamente, menor que 0 (α 3 < 0).

As estimativas apresentadas na tabela 05 evidenciam que os somatórios dos coeficientes α 2 e α 3 são menores que zero (α 2 + α 3 < 0), exceto para as empresas mexicanas.

Assim, verifica-se que os números apresentam evidências empíricas de reconhecimento oportuno das perdas, sendo essas revertidas nos períodos seguintes.

Cabe salientar que o poder preditivo do modelo utilizado (equação 2) para analisar o nível de conservadorismo é baixo, sendo que somente para as companhias abertas brasileiras, o modelo possui um melhor grau de ajustamento razoável (R² = 0,201).

Procedendo-se a uma comparação entre o somatório dos coeficientes α 2 e α 3 , foi observado que as companhias abertas mexicanas e norte-americanas são menos conservadoras do que as empresas dos demais países analisados. Confirma-se, assim, a hipótese 3 adotada nesta pesquisa, ou seja, que nos números contábeis das companhias brasileiras (code-law) são menos conservadores do que as companhias norte-americanas (commom-law). A hipótese 4 também foi confirmada, pois não existem diferenças significativas no nível de conservadorismo entre os números contábeis reportados pelas companhias brasileiras e as companhias dos demais países da América, excetuando-se as companhias mexicanas.

Para analisar o nível de gerenciamento de resultados contábeis, utilizou-se o desvio- padrão dos accruals discricionários estimados pelo modelo KS (KANG e SIVARAMAKRISHNAN, 1995) e Pae (2005). Na tabela 06 constam os accruals discricionários médios e os respectivos desvios-padrão estimados pelos dois modelos para cada um dos países analisados neste trabalho.

A tabela 06 apresenta as médias e desvios-padrão, bem como o coeficiente de determinação (R²) para as amostras de cada país analisado. Analisando o grau de ajustamento dos modelos para estimação dos accruals, verifica-se que o modelo proposto por Pae (2005) explica melhor o comportamento dos accruals do que o modelo KS (1995), entretanto existe uma grande variabilidade no R² em ambos os modelos entre os países analisados.

Tabela 06 – Análise do gerenciamento dos resultados contábeis através dos accruals discricionários

KS PAE País

Média Desvio-

padrão N R² Média Desvio-

padrão N R²

Brasil -0,001 0,175 2800 0,060 -0,002 0,172 2672 0,210 Argentina 0,003 0,123 534 0,135 0,006 0,125 517 0,104 Chile -0,002 0,148 1572 0,027 -0,003 0,183 1339 0,813 Colômbia -2,2E-07 0,177 223 0,151 -9,7E-08 0,168 207 0,248 México 4,13E-09 0,147 1212 0,169 0,004 0,141 1212 0,164 Peru 3,03E-07 0,090 66 0,070 0,005 0,147 906 0,164 Venezuela 9,71E-08 0,128 103 0,073 4,51E-07 0,119 133 0,246

EUA 0,026 0,098 6471 0,015 0,026 0,096 6170 0,101

Na tabela 06, observa-se que os accruals discricionários estimados para as companhias

brasileiras possuem maior desvio-padrão quando comparado aos demais países. Então, pode-

se considerar que existe uma maior probabilidade de que as companhias abertas brasileiras

estejam gerenciam seus resultados contábeis. Por outro lado, empresas norte-americanas

possuem menor probabilidade de gerenciamento de resultados, pois possuem menor desvio- padrão.

Para verificar se as diferenças entre as médias são estatisticamente significantes, foram os testes F ANOVA, Welch e Brown-Forsythe, sendo que os dois últimos são preferíveis quando o pressuposto da homogeneidade das variâncias não é observado (MERINO e DÍAZ, 2002). O pressuposto de homogeneidade de variância foi efetuado através do teste Levene.Buscando maior robustez estatística nesta pesquisa, foi efetuado o teste não- paramétrico Kruskal-Wallis para verificar se os accruals discricionários são significativamente diferentes, pois nesse teste não se faz necessário observar os pressupostos dos testes anteriores (NEWBOLD, CARLSON e THORNE, 2002).

Tabela 07 – Teste de homogeneidade de variância e teste de comparação de médias

KS PAE coeficiente p-value coeficiente p-value

Teste Levene 34,099 0,000 54,815 0,000 F Anova 19,007 0,000 17,539 0,000

Welch 19,550 0,000 17,928 0,000

Brow-Forsythe 16,861 0,000 14,590 0,000 Kruskal Wallis 387,717 0,000 307,352 0,000

Com base nos testes de Levene aplicados para os modelos KS e Pae (tabela 07), existem evidências para rejeitar a hipótese nula de que as variâncias são homogêneas.

Conforme os resultados relatados na tabela 07, existem evidências de que os accruals discricionários médios estimados pelos modelos KS e Pae são significativamente diferentes entre os países analisados. Através dos testes post hoc Tukey, Scheffé e Bonferroni, verificaram-se que os accruals discricionários estimados pelos dois modelos para as companhias norte-americanas são significativamente diferentes dos demais países, exceção feita em relação aos accruals discricionários pelo modelo KS para empresas peruanas.

Em particular, a amostra com as empresas brasileiras apresentam-se com um dos países com maior desvio-padrão de accruals discricionários, porém não é, significativamente, diferente dos demais países da América Latina. Porém, em comparação as companhias norte- americanas, as empresas brasileiras apresentam um maior nível de discricionariedade nos números contábeis, sugerindo que elas tem maior gerenciamento de resultados contábeis.

Adicionalmente, foram realizados testes para verificar o atendimento dos pressupostos da regressão múltipla. Com base no teste de Jarque-Bera, todos os modelos operacionais rejeitam a hipótese nula de normalidade. Porém, baseado no teorema do limite central, Wooldridge (2006, p.167) afirma que os estimadores do método dos Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) satisfazem a normalidade assintótica, ou seja, eles aproximadamente têm distribuição normal em amostras de tamanhos suficientemente grandes. Portanto, apesar de apresentar o teste específico, o pressuposto da normalidade é relaxado nas inferências sobre os parâmetros dos modelos, pois seus coeficientes são consistentes e não-viesados assintoticamente.

Os testes realizados para verificar a homogeneidade (White), a ausência de correlação serial (LM Breusch-Godfrey) e a multicolineariedade (Variance Inflation Factor) evidenciaram que os pressupostos foram observados para todos os modelos (GREENE, 2003;

WOOLDRIDGE, 2006). Mesmo diante das propriedades da normalidade assintótica, para

melhores inferências sobre as evidências apresentadas neste trabalho, também foram

realizados testes com as variáveis transformadas, com o intuito de minimizar a não-

normalidade dos resíduos da regressão, porém esses resultados não alteram as evidências

anteriormente apresentadas.

5. Considerações finais

Este estudo buscou evidências empíricas que pudessem contribuir para melhor compreensão da qualidade dos números contábeis, especificamente, sobre as dimensões da persistência, conservadorismo e gerenciamento de resultados. Um melhor entendimento das características da informação contábil torna-se relevante, pois auxilia a análise econômica e financeira das empresas, contribuindo, principalmente, para a alocação dos recursos financeiros, para o estabelecimento das relações contratuais e para o processo regulatório da Contabilidade.

A literatura internacional, conforme exposto anteriormente, apresenta evidências empíricas de que resultados contábeis são mais persistentes do que os fluxos de caixa. Este estudo apresentou resultados que corroboram com essa afirmação, em particular, no caso das companhias abertas brasileiras, foi observado que os resultados contábeis reportados são mais persistentes do que os fluxos de caixa. Essa evidência sugere que os resultados contábeis têm maior utilidade do que o fluxo de caixa para avaliação do desempenho das companhias abertas brasileiras. Inclusive, pode-se estender essa evidência para os demais países da América Latina, exceto Peru.

Por outro lado, essa hipótese não foi confirmada para amostra com as empresas norte- americanas, onde os fluxos de caixa se mostraram mais persistentes dos resultados contábeis no período analisado. Esse fato sugere que os números contábeis reportados pelas companhias norte-americanas não apresentam maior utilidade para avaliação empresarial do que o fluxo de caixa. Porém, deve-se considerar que, o período analisado neste trabalho (1996 a 2005) é diferente dos trabalhos anteriores que estudam as companhias dos Estados Unidos, e que, nesse intervalo ocorrem uma grande ocorrência de refazimento das demonstrações contábeis por parte dessas empresas. A correção e republicação dos relatórios contábeis nos Estados Unidos foram fortemente motivadas pela pressão exercida pelo mercado diante da repercussão dos escândalos financeiros envolvendo grandes corporações.

Da mesma forma, pôde-se verificar que os resultados negativos são reconhecidos oportunamente em todos os países analisados, observando-se, assim, um comportamento conservador dos números contábeis reportados pelas companhias abertas.

As evidências apresentadas neste trabalho apontam que as companhias abertas brasileiras são menos conservadoras do que as norte-americanas, suportando a hipótese levantada. Adicionalmente, verificou-se também que, as empresas brasileiras apresentam maior discricionariedade nos resultados contábeis do que as norte-americanas. Esses resultados sugerem que, as empresas brasileiras têm maior nível de gerenciamento de resultados contábeis dos que aquelas que atuam no mercado de capitais dos Estados Unidos da América.

Como exposto anteriormente, essa evidência pode ser influenciada pelos efeitos causados da divulgação dos escândalos corporativos e a posterior promulgação da lei Sarbanes-Oxley. Nesta linha, Cohen, Dey e Lys (2005) realizaram um estudo sobre o gerenciamento de resultado e a influência da Lei Sarbanes-Oxley, e concluíram que houve um declínio significativo nas práticas oportunísticas após a Lei. Entretanto, essa evidência tem que ser observada com cautela, porque a diminuição do comportamento oportunista pode ser uma resposta temporária aos escândalos ou outros eventos concorrentes.

Portanto, observa-se a necessidade do desenvolvimento de um maior número de pesquisas sobre a influência das características idiossincráticas nacionais sobre os números contábeis e, especificamente neste trabalho, sobre a qualidade da informação contábil.

Diante dos resultados apresentados e, considerando-se as diferenças das características

institucionais e organizacionais entre mercados analisados, os agentes econômicos devem

considerar as dimensões da persistência, conservadorismo e gerenciamento de resultados em

suas decisões. Em síntese, pode-se verificar que, conforme exposto na literatura, a informação

contábil sofre influência do ambiente empresarial e regulatório onde a organização está inserida.

Nesse sentido, sugere-se que os novos estudos analisem a qualidade da informação contábil nos vários ambientes empresariais. Além disso, observou-se que os modelos empíricos nem sempre possuem um poder explicativo satisfatório para se analisar as hipóteses levantadas pela literatura, o que sugere desenvolvimento de novos modelos econométricos que levem em consideração as características particulares da economia local.

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