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 latinoamericanos 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
2
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
3
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.”
4
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.
5
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
Argen
Colôm Mexic
Brasil
Chile
-tina
-bia
o
Total de companhias
578
100
284
69
183
Companhias que atuam na
atividade financeira e de
participações societárias
(61)
(8)
(66)
(25)
(27)
Falta de informações
(57)
(22)
(24)
(14)
(9)
Amostra
460
70
194
30
147
Venezuela
171
49
Peru
(19)
(36)
116
(18)
(11)
20
EUA
1.470
(241)
(222)
1.007
6
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
Brasil
3.009 México
Argentina
535 Peru
Chile
1.695 Venezuela
Colômbia
223 EUA
Total
Empresas-ano
1.243
947
143
7.122
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 latinoamericanas 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):
Xit+1 = α0 + α1Xit + εit (1)
em que:
Xit+1
= valor da variável na empresa i do ano t+1;
Xit
= valor da variável na empresa i do ano t;
εit
= erro da regressão.
Todas as variáveis são ponderadas pelos ativos totais no início do período.
Para analisar a persistência dos resultados contábeis, as variáveis Xit+1 e Xit foram
substituídas, respectivamente, pelo resultado operacional do período posterior (LOit+1) e
resultado operacional corrente (LOit); 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 (FCOit+1) e fluxo de caixa corrente (FCOit). Considera-se
que, os resultados contábeis são mais persistentes do que os fluxos de caixa quando a
estimativa do seu coeficiente α1 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 α1 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
7
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 norteamericanas.
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:
ΔNIit = α0 + α1DΔNIit-1 + α2ΔNIit-1 + α3ΔNIit-1* DΔNIit-1 + εit (2)
em que:
= variação no lucro líquido contábil da empresa i do ano t-1 para o ano t;
ΔNIit
ΔNIit-1
= variação no lucro líquido contábil da empresa i do ano t-2 para o ano t-1;
DΔNIit-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 ΔNIit < 0, e
0 nos demais casos;
εit
= 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 α2 seja igual a zero (α2 = 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 α2 seja
menor que zero (α2 < 0).
Por outro lado, o reconhecimento mais oportuno das perdas do que dos ganhos,
implica em que o coeficiente α3 seja menor que zero (α3 < 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 α2 e α3 seja menor que zero (α2 + α3 < 0).
Ressalta-se que não existe uma predição para os coeficientes lineares (interceptores) α0 e α1
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.
8
A proxy de gerenciamento de resultados contábeis utilizada neste trabalho foi accrual
discricionário (DAit) 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):
TAit = Φ0 + Φ1(δ1Rit) + Φ2(δ2Dit) + Φ3(δ3PPEit) + εit (3)
em que:
TAit
= accruals totais da empresa i no período t;
Rit
= receitas líquidas da empresa i no período t;
Dit
= montante dos custos e despesas operacionais da empresa i no período t,
excluídas as despesas com depreciação e amortização;
= saldo das contas do Ativo Imobilizado e Ativo Diferido (bruto) empresa i no
PPEit
final do período t;
δ1
= CRi,t-1 / Ri,t-1;
δ2
= (INVi,t-1 + DespAnteci,t-1+ CPi,t-1) / Di,t-1;
δ3
= Depri,t-1 / PPEi,t-1;
= saldo da conta duplicatas a receber (clientes) da empresa i no período t-1;
CRi-1t
Ri,t-1
= receitas líquidas da empresa i no período t-1;
= saldo da conta estoques da empresa i no período t-1;
INV i,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;
= saldo das contas do Ativo Imobilizado e Ativo Diferido (bruto) empresa i no
PPEi,t-1
final do período t-1;
εit
= 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):
TAit = α(1/At-1) + β1(ΔRit) + β2(PPEit) + β3(FCOit) + β4(FCOit-1) + β5(TAit-1) + εit (4)
em que:
TAit
= accruals totais da empresa i no período t
∆Rit
= variação das receitas líquidas da empresa i do período t-1 para o período t;
PPEit
= saldos das contas Ativo Imobilizado e Ativo Diferido (bruto) da empresa i no
final do período t;
Ait-1
= ativos totais da empresa no final do período t-1;
FCOit
= fluxo de caixa operacional da empresa i no período t;
FCOit-1
= fluxo de caixa operacional da empresa i no período t-1;
TAit
= accruals totais da empresa i no período t;
= erro da regressão;
εit
Todas as variáveis são ponderadas pelos ativos totais no início do período.
9
Para os dois modelos utilizados, os accruals totais são calculados da seguinte forma:
TAit = (∆ACit -∆Dispit) – (∆PCit -∆Divit) – Deprit (5)
em que:
TAt
= accruals totais da empresa no período t;
∆ACt
= variação do ativo corrente (circulante) da empresa no final do período t-1 para o
final do período t;
∆PCt
= variação do passivo corrente (circulante) da empresa no final do período t-1 para o
final do período t;
∆Dispt = variação das disponibilidades da empresa no final do período t-1 para o final do
período t;
∆Divt
= variação dos financiamentos e empréstimos de curto prazo da empresa no final do
período t-1 para o final do período t;
Deprt
= 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:
DAit = TAit – NDAit (6)
em que:
DAt
= accruals discricionários da empresa no período t;
= accruals totais da empresa no período t (equação 5) ;
TAt
NDAt
= 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
10
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
ArgenColômBrasil
Chile
tina
bia
Constante
LOit
coefic.
p-value
coefic.
p-value
R²
N
0,018
0,338
0,715
0,038
0,492
2912
0,043
0,000
0,210
0,069
0,086
544
0,010
0,138
0,762
0,000
0,585
1684
0,017
0,005
0,681
0,000
0,431
206
Mexico
0,020
0,069
0,651
0,000
0,375
1233
Tabela 04 – Análise da persistência dos fluxos de caixa operacional
ColômArgenMexico
Chile
Brasil
bia
tina
Constante
FCOit
coefic.
p-value
coefic.
p-value
R²
N
0,080
0,000
0,288
0,000
0,110
2744
0,091
0,000
0,003
0,627
0,000
503
0,041
0,011
0,369
0,079
0,265
1303
0,056
0,000
-0,011
0,930
0,000
208
0,071
0,000
0,339
0,000
0,096
1090
Peru
0,029
0,000
0,590
0,000
0,329
966
Peru
0,014
0,568
0,686
0,018
0,440
852
Venezuela
0,010
0,041
0,788
0,000
0,613
137
Venezuela
0,049
0,000
0,490
0,000
0,322
121
EUA
0,037
0,000
0,451
0,000
0,208
7778
EUA
0,043
0,000
0,635
0,000
0,436
6208
Analisando os coeficientes das variáveis explicativas dos modelos de persistência dos
resultados contábeis (LOit) e dos fluxos de caixa (FCOit), 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 α1 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
ColômArgenMexico
Chile
Brasil
bia
tina
Constante
DΔNIit-1
ΔNIit-1
ΔNIit-1 *
DΔNIit-1
R²
N
Peru
Venezuela
EUA
coefic.
p-value
coefic.
p-value
coefic.
p-value
0,092
0,000
-0,176
0,000
-0,169
0,098
-0,015
0,150
0,033
0,052
0,016
0,789
0,021
0,225
-0,025
0,181
-0,063
0,000
0,001
0,862
-0,009
0,376
0,104
0,542
0,454
0,000
0,152
0,183
-0,053
0,082
-0,004
0,456
0,010
0,305
0,165
0,237
-0,013
0,288
0,001
0,959
0,103
0,620
0,001
0,809
0,023
0,033
0,029
0,668
coefic.
p-value
0,125
0,472
0,201
2917
-0,086
0,389
0,032
544
-0,312
0,028
0,075
1640
-0,705
0,021
0,117
217
0,207
0,243
0,011
1175
-0,514
0,028
0,049
901
-0,591
0,052
0,106
125
-0,202
0,215
0,022
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
11
variável ΔNIit-1 (α2) 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 ΔNIit-1*DΔNIit-1 (α3) é,
significativamente, menor que 0 (α3 < 0).
As estimativas apresentadas na tabela 05 evidenciam que os somatórios dos
coeficientes α2 e α3 são menores que zero (α2 + α3 < 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 α2 e α3, 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 desviopadrão 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
DesvioDesvioMédia
N
R²
Média
N
R²
padrão
padrão
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, podese considerar que existe uma maior probabilidade de que as companhias abertas brasileiras
estejam gerenciam seus resultados contábeis. Por outro lado, empresas norte-americanas
12
possuem menor probabilidade de gerenciamento de resultados, pois possuem menor desviopadrão.
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 nãoparamétrico 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
Welch
Brow-Forsythe
Kruskal Wallis
19,007
19,550
16,861
387,717
0,000
0,000
0,000
0,000
17,539
17,928
14,590
307,352
0,000
0,000
0,000
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 norteamericanas, 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 nãonormalidade dos resíduos da regressão, porém esses resultados não alteram as evidências
anteriormente apresentadas.
13
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 norteamericanas, 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
14
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.
6. Referências bibliográficas
ALI, Ashiq; HWANG, Lee S. Country-specific factors related to financial reporting and the
value relevance of accounting data. Journal of Accounting Research. v. 38. 2000. p.1-21.
BALL, Ray. Discussion: The association between firms’ value and accounting numbers after
adoption of fresh start reporting. Journal of Accounting, Auditing and Finance. v. 14. 1999.
p.212-218.
__________; KOTHARI, S. P.; ROBIN, Ashok. The effect of international institutional
factors on properties of accounting earnings. Journal of Accounting and Economics. v. 29.
2000. p.1-51.
__________; SHIVAKUMAR, Lakshmanan. Earnings quality UK private firms: comparative
loss recognition timeliness. Journal of Accounting and Economics. v. 39. 2005. p.83-128.
BARTH, Mary E.; CRAM, Donald P.; NELSON, Karen K. Accruals and the prediction of
future cash flows. Accounting Review. v. 76. n. 1. 2001. p.27–58.
BASU, Sudipta. The conservatism principle and the asymmetric timeliness of earnings.
Journal of Accounting and Economics. v. 24. 1997. p.3-37.
BEAVER, William H. Financial reporting: an accounting revolution. 3rd ed. New Jersey:
Prentice Hall, 1998.
BURGSTAHLER, David C.; HAIL, Luzi; LEUZ, Christian. The importance of reporting
incentives: earnings management in European private and public firms. The Accounting
Review. v. 81. n.5. oct. 2006. p.983-1016.
BUSHMAN, Robert M.; SMITH, Abbie J. Financial accounting information and corporate
governance. Journal of Accounting and Economics. v. 31. 2001. p.237-333.
CERVO, Amado L., BERVIAN, Pedro A. Metodologia científica. 5.ed. São Paulo: Prentice
Hall, 2002.
COHEN, Daniel A.; DEY, Aiyesha; LYS, Thomas Z. Trends in earnings management and
informativeness of earnings announcements in the pre- and post-Sarbanes Oxley periods.
Work Papers Series. Northwestern University. Feb. 2005.
DECHOW, Patricia M. Accounting earnings and cash flows as measures of firm
performance: the role of accounting accruals. Journal of Accounting and Economics. v. 18,
n.1-2. 1994. p.3-42.
_______; DICHEV, Ilia D. The quality of accruals and earnings: the role of accrual
estimation errors. The Accounting Review. v. 77, n.4. 2002. p.35-59.
_______; SCHRAND, Catherine M. Earnings quality. Charlottesville (Virginia): CFA
Institute, 2004.
_______; SKINNER, Douglas J. Earnings management: reconciling the views of accounting
academics, practitioners, and regulators. Accounting Horizons. v. 14. n.2. 2000. p.235-250.
DEMSKI, Joel S.; FRIMOR, Hans. Performance measure garbling under renegotiation in
multi-period agencies. Journal of Accounting Research. v. 37. n.3. 1999. p.187-214.
GINER, Begoña; REES, William. On the asymmetric recognition of good and bad news in
France, Germany and the United Kingdom. Journal of Business Finance and Accounting.
v.28. 2001. p.1285-1331.
GIROUX, Gary. Detecting earnings management. New Jersey: John Wiley & Sons, 2004.
15
GIVOLY, Dan; HAYN, Carla. The changing time-series properties of earnings, cash flows
and accruals: has financial reporting become more conservative? Journal of Accounting
and Economics. v. 29. 2000. p.287-320.
GREENE, William H. Econometric analysis. 5.ed. New Jersey: Prentice Hall, 2003.
HEALY, Paul M.; WAHLEN, James M. A review of the earnings management literature and
its implications for standard setting. Accounting Horizons. v. 13. n.4. 1999. p.365-383.
HOLTHAUSEN, Robert W.; WATTS, Ross L. The relevance of the value-relevance
literature for financial accounting standard setting. Journal of Accounting and Economics.
v. 31. 2001. p.3-75.
IUDICÍBUS, Sérgio de. Teoria da Contabilidade. 7.ed. São Paulo: Atlas, 2004.
__________; LOPES, Alexandro B. Teoria avançada da Contabilidade. São Paulo: Atlas,
2004.
KANG, Sok-Hyon.; SIVARAMAKRISHNAN, K. Issues in testing earnings management and
an instrumental variable approach. Journal of Accounting Research. v. 33. n.2. 1995.
p.353-367
KÖCHE, José Carlos. Fundamentos da metodologia científica: teoria da ciência e prática da
pesquisa. 15.ed. Petrópolis: Vozes, 1999.
LARA, Juan Manuel G.; OSMA, Beatriz G.;ENGUIDANOS, Araceli M. Discussion of the
Effect of Earnings Management on the Asymmetric Timeliness of Earnings. Journal of
Business Finance & Accounting. v. 32. n. 3-4. 2005. p. 691-726.
LOPES, Alexandro B. A informação contábil e o mercado de capitais. São Paulo: Pioneira
Thomson Learning, 2002.
__________; MARTINS, Eliseu. Teoria da Contabilidade: uma nova abordagem. São
Paulo: Atlas, 2005.
MARTINEZ, Antônio Lopo. Gerenciamento dos resultados contábeis: estudo empírico das
companhias abertas brasileiras. Tese (Doutorado). São Paulo: FEA-USP, 2001.
MERINO, Antonio P.; DÍAZ, Miguel A. R. SPSS 11: guía para el análisis de datos. Madrid:
McGraw Hill, 2002.
NEWBOLD, Paul; CARLSON, William L.; THORNE, Betty. Statistics for business and
economics. 5.ed. New Jersey: Prentice Hall, 2002.
PAE, Jinhan. Expected accrual models: the impact of operating cash flows and reversals of
accruals. Review of Quantitative Finance and Accounting. v. 24. n. 1. 2005. p.5-22.
PALEPU, Krishna G.; HEALY, Paul M.; BERNARD, Victor L. Business analysis e
valuation: using financial statements. 3. ed. Ohio: Thomson Learning, 2004.
POPE, Peter F.; WALKER, Martin. International differences in the timeliness, conservatism,
and classification of earnings. Journal of Accounting Research. v. 37.supl. 1999. p.53-87.
SHACKELFORD, Douglas A.; SHEVLIN, Terry. Empirical tax research in accounting.
Journal of Accounting and Economics. v. 31. 2001. p.321-387.
SCOTT, William R. Financial accounting theory. 3rd ed. Toronto: Prentice Hall, 2003.
WATTS, Ross L. Conservatism in accounting part I: explanations and implications.
Accounting Horizons. v. 17. n. 3. 2003a. p.207-221.
__________. Conservatism in accounting part II: evidence and research opportunities.
Accounting Horizons. v. 17. n. 4. 2003b. p.287-301.
WAGENHOFER, Alfred. Accounting and economics: what we learn from analytical models
in financial accounting and reporting. In: LEUZ, Christian et al (Org.). The economics and
politics of accounting international: perspectives on research trends, policy, and practice.
New York: Oxford University Press, 2004.
WOOLDRIDGE, Jeffrey M. Introdução à econometria: uma abordagem moderna. São
Paulo: Pioneira Thomson Learning, 2006.
16