Resumo: Informação contábil divulgada tem utilidade quando considerada pelos usuários em processos decisórios quanto à alocação de recursos financeiros. Logo, é necessário que tais informações sejam apresentadas com qualidade para mais bem embasar os processos de decisão. Sendo assim, pesquisas que analisam qualidade da informação contábil tendem a ser relevantes para o funciomamento desse mercado. Nesse contexto, o objetivo desse estudo foi analisar a relação entre as características qualitativas da informação contábil e o atraso na entrega das demonstrações financeiras padronizadas (DFPs), aspecto ainda não observado pela literatura nacional e internacional. Para isso, se observou as empresas brasileiras de capital aberto, no período trimestral de 2010 a 2017, via regressão múltipla com dados dispostos em painel, analisando as seguintes características qualitativas: i) conservadorismo, via modelos de Basu (1997) e Ball e Shivakumar (2005); ii) persistência, considerando o modelo de Dechow e Scharnd (2004); iii) relevância, por meio dos modelos de Ohlson (1995) e Easton (1999); iv) tempestividade, via modelo de Lopes e Walker (2008). Os resultados indicaram que a informação de empresas com maior atraso na entrega das DFPs se apresentou menos conservadora, menos relevante, menos tempestiva e menos persistente. Portanto, o estudo sinaliza aos usuários da informação contábil que maior atraso na entrega das DFPs indica que a informação contábil das empresas não apresenta as características qualitativas esperadas, aspecto que pode auxiliá-los em suas decisões de investimento.
Palavras-chave: Informação Contábil, Qualidade da Auditoria, Audit Delay.
ANALYSIS OF THE RELATIONSHIP BETWEEN THE QUALITATIVE CHARACTERISTICS OF ACCOUNTING INFORMATION AND AUDIT DELAY
Abstract: Accounting information disclosed is useful when considered by users in decision processes regarding the allocation of financial resources.. Therefore, it is necessary for such information to be presented with quality, in order to better base the decision processes. Thus, research that analyzes the quality of accounting information tends to be relevant to the functioning of this market. In this context, the objective of this study was to analyze the relationship between the qualitative characteristics of accounting information and the audit delay of the Financial Statements, an aspect not yet observed in the national and international literature. For this, the Brazilian publicly traded companies were observed, in the quarter period from 2010 to 2017, via multiple regression with panel data, analyzing the following qualitative characteristics: i) conservatism, using the Basu (1997) and Ball and Shivakumar (2005) models; ii) persistence, considering Dechow and Scharnd model (2004); iii) relevance, through the Ohlson (1995) and Easton (1999) models; iv) timeliness, using the Lopes and Walker (2008) model. Results indicated that information from companies with longer audit delay was less conservative, less relevant, less timely and less persistent. Therefore, the study signals to users of accounting information that greater audit delay indicates that companies' accounting information does not have the expected qualitative characteristics, an aspect that can assist them in their investment decisions.
Keywords: Accounting Information, Audit Quality, Audit Delay.
1. INTRODUÇÃO
T omadas de decisão podem ser comprometidas na presença de assimetria de informação (Akerlof, 1970), gerando alocação ineficiente de recursos (Varian, 2012). Nesse cenário, destaca-se a capacidade da contabilidade em reduzir a assimetria informacional (Healy & Palepu, 2001) via divulgação das Demonstrações Financeiras Padronizadas (DFPs) (Lopes & Martins, 2005).
Para isso, tais informações devem evidenciar a real situação da empresa e estar ausente de possíveis conflitos de interesses em sua elaboração (Jensen & Meckling, 1976). Além disso, devem apresentar outras características de qualidade, como: relevância, comparabilidade, verificabilidade, compreensibilidade e tempestividade.
Tais características qualitativas são importantes para os processos de tomada de decisão (Cutillas-Gomariz, Sánchez-Ballesta & Yagüe, 2016) por permitirem capturar a tendência no reconhecimento de boas notícias em relação às más notícias (Basu, 1997), por necessidade de a informação chegar em tempo hábil e pela possibilidade de observar a persistência nos resultados (Cutillas-Gomariz et al., 2016), caso contrário, a informação contábil perde seu valor econômico (Al-Ajmi, 2008), afetando negativamente o mercado de capitais (Alkhatib & Marji, 2012).
Nesse cenário, o papel da auditoria externa se destaca por ter condições de verificar e atestar quanto à veracidade dessas informações (Nichols & Smith, 1983), bem como quanto à presença de tais características qualitativas, as quais são exigidas pela normas contábeis vigentes (Alkhatib, Marji, 2012).
Adicionalmente a essa capacidade da auditoria, é importante garantir a tempestividade na divulgação das DFPs, para que sua utilidade seja, de fato, aproveitada pelo mercado, conforme menciona Al-Ajmi (2008), caso contrário, há grandes chances de haver um cenário com fornecimento de informações assimétricas (Schmitz, 2017), não relevantes e que deixam de serem persistentes (Basu, 1997). E ainda, deixar de fornecer informações em tempo hábil influencia no feedback e na geração de previsões (Fasb, 1980). Portanto, maior atraso na entrega das DFPs pode diminuir o valor informativo das informações (Knechel & Payne, 2001).
Dado esse contexto e a importância da tempestividade da informação contábil, há estudos considerando os conceitos da qualidade da informação contábil e da auditoria, que analisam o tempo que o relatório do auditor externo leva para ser assinado depois do fim do ano financeiro, chamado de Audit Delay (AD), o qual representa o número de dias entre a data de fechamento do período contábil e a data que o relatório de auditoria é assinado (Bonsón-Ponte, Escobar-Rodríguez, & Borrero-Domínguez, 2008).
Tais pesquisas procuraram observar possíveis causas do AD (Abidin & Ahmad-Zaluki, 2012; Kirch, Lima & Terra, 2012; Barcellos, Júnior & Laurence, 2014; Ahmad, Mohamed & Nelson, 2016), bem como suas consequências (Basu, 1997; Schmitz, 2017). Adicionalmente, outros estudos relacionaram AD com qualidade da informação contábil (Yunos, Ahmad & Sulaiman, 2014; Moumen, Othman & Hussainey, 2015; Wu, Patel & Perera, 2015; Matallín-Sáez, Soler-Domínguez & Tortosa-Ausina, 2016; Jain & Strobl, 2017).
Todavia, embora a oportunidade na divulgação das DFPs seja importante, poucos estudos exploram esse aspecto, segundo Hong, Lee, Mynatt e Ramakrishnan (2019). Menos ainda há pesquisas que procuram observar a relação desse aspecto com a qualidade da informação gerada, mais propriamente, observando um conjunto de características qualitativas da informação, como: conservadorismo, persistência, relevância e tempestividade. Portanto, esse passa a ser o objetivo desse estudo.
Dessa forma, essa pesquisa se propõe a analisar a seguinte questão de pesquisa: qual a relação entre as características qualitativas da informação contábil e o tempo para publicação das DFPs?
Portanto, o estudo contribui para a literatura, nacional e internacional, referente à qualidade da auditoria e qualidade da informação contábil. Sinaliza aos usuários da informação o perfil das características qualitativas das informações contábeis quando se tem maior atraso na divulgação das mesmas, de modo a auxiliá-los em suas decisões de investimento, afinal, se observado que maior AD tem relação com baixa qualidade da informação contábil, os tomadores de decisão poderão exigir uma remuneração maior pelo investimento devido à percepção de riscos no desempenho e da falta de informações na empresa (Pereira & Costa, 2012). Também contribui com os órgãos reguladores e fiscalizadores, no sentido de que, se observar menor qualidade nas empresas com atraso, medidas normativas podem ser necessárias no sentido disciplinar a atuação das empresas e das auditorias quanto da informação divulgada.
2 REFERENCIAL TEÓRICO
2.1 Mercado de capitais e características qualitativas da informação contábil
Embora os recursos financeiros sejam alocados de forma econômica ao mercado, nem sempre é feito com eficiência. Isso ocorre, pois, para que um mercado seja plenamente eficiente, os preços dos instrumentos financeiros deveriam refletir todas as informações disponíveis. Mas, nem sempre isso é possível, pois, os agentes tendem a maximizarem sua própria utilidade em detrimento das necessidades do principal.
Isso ocorre por diversos fatores, como a inexistência de contratos completos, pela natureza oportunista dos indivíduos e pela possibilidade de assimetria de informações entre as partes (Jensen & Meckling, 1976). A informação assimétrica nos mercados financeiros desempenha um papel importante nos resultados competitivos do mercado de produtos (Billett, Garfinkel & Yu, 2017). Um investimento remetido a uma propriedade simétrica é estritamente preferível a uma assimétrica uma vez que os ganhos dependem do uso das informações que é importante para a tomada de decisões (Schmitz, 2017).
Quando a informação assimétrica entre investidores e empresas é baixa, a perda por um analista não é perceptível como ocorre quando há presença de informação assimétrica (Bolton & Scharfstein, 1990). Desse modo, é uma preocupação contínua que os investidores consigam identificar a informação com respeito às fontes que influenciam os preços das ações de um período para outro e, ao mesmo tempo, das fontes de risco em relação a impossibilidade de se obter a rentabilidade desejada (Ozoguz, 2009).
Para isso, são necessárias informações disponibilizadas em tempo hábil, de modo que sejam úteis aos usuários, e relevantes para a tomada de decisão de investidores (Veith & Werner, 2014) de modo a auxiliá-los a formarem previsões (Fasb, 1980), além de apresentarem outras qualidades.
A respeito das qualidades esperadas da informação contábil, o conservadorismo é capaz de equilibrar o viés otimista dos administradores sobre a informação divulgada, principalmente em relação à incorporação associada à assimetria da informação, decorrente da separação entre propriedade e controle (Watts, 2003), ou seja, assegura que informações excessivamente otimistas não sejam reportadas para os investidores, pois, poderiam erroneamente influenciar em suas decisões.
Além disso, o conservadorismo captura a tendência dos contadores de exigir maior grau de verificação para reconhecer boas notícias do que más notícias nas DFPs (Basu, 1997), sendo considerado um elemento importante em relatórios financeiros de boa qualidade (Beekes, Pope & Young, 2004; Fan & Wong, 2002; Soderstrom & Sun, 2007), pois, reduz a capacidade de gerentes em se envolver em atividades que os beneficiariam (Amran & Manaf, 2014).
Além do conservadorismo, a persistência reflete a importância da qualidade dos lucros para as decisões dos investidores, pois, capta a sustentabilidade dos lucros ou de reincidência, servindo como um indicativo de permanência das variações dos lucros, inversa à transitoriedade (Schipper & Vincent, 2003), pois, ganhos mais persistentes são mais sustentáveis e percebidos como de alta qualidade, por oferecerem melhor embasamento para as decisões de alocação de recursos, reduzindo o risco decorrente da previsão de resultados (Arruda, et al., 2015; Cutillas-Gomariz, et al., 2016; Kolozsvari & Macedo; 2016).
Há ainda a característica de relevância da informação contábil que se refere, empiricamente, à utilidade da informação no processo de decisão (Veith & Werner, 2014), além de ser a base da contabilidade para capturar ou resumir informações que afetam o valor da empresa (Hung, 2001). Sendo que, para ser relevante, a informação precisa estar disponível em tempo hábil afinal, a pontualidade não pode tornar a informação relevante, mas a falta de pontualidade pode privar usuários de informações relevantes (Fasb, 1980).
Nesse sentido, a tempestividade, que se refere ao fato de a informação contábil chegar em tempo hábil aos usuários, permite seu uso para fundamentar decisões (Silva & Nardi, 2017), interferindo na utilidade e valor da informação para os usuários. Nesse contexto, a auditoria tem papel importante, pois, além de garantir a verificação do atendimento a todas as características qualitativas da informação contábil, também tem influência direta na condição de tempestividade, mediante prazo para assinatura do relatório de auditoria.
2.2 Auditoria Externa e Audit Delay
Por meio do relatório de auditoria há comunicação entre o auditor, empresas e os usuários das DFPs (Al-Thuneibat, et al., 2008), sendo utilizado para atestar quanto a divulgação da visão verdadeira e justa da entidade no uso de práticas contábeis (IFAC, 2006; Robu & Robu, 2015). Logo, tal relatório é o aspecto mais crítico da auditoria, sinal externo de que uma auditoria independente foi realizada (Chandler, 1997).
A demanda por serviços de auditoria é desencadeada pelo distanciamento entre os usuários das DFPs e os preparadores dessas declarações, o que pode influenciar a tomada de decisões de investimento, créditos e o preço das ações. De tal modo, dada a necessidade de aumentar o grau de confiabilidade e relevância das DFPs, os agentes do mercado consideram os auditores independentes como intermediários informacionais (Healy & Palepu, 2001) capazes de comprovarem a qualidade das DFPs (Lopes & Martins, 2005; Darnall, Seol & Sarkis; 2009), sendo eles uma peça-chave na tomada de decisão quanto aos futuros investimentos em determinada entidade.
Todavia, as DFPs auditadas podem vir a perder seu valor informativo caso exista elevado AD (Knechel & Payne, 2001). Estudos realizados por Dopuch, Holthausen e Leftwich (1986) e Krishnan e Yang (2009), associaram o AD com métricas contábeis ruins e problemas na geração da informação contábil. Além disso, maior atraso na divulgação das DFPs pode ser consequência de dificuldades encontradas no processo de auditoria, principalmente em função de problemas no controle interno da empresa auditada, erros humanos, complexidade dos processos, volume de operações e também gerenciamento de resultados (Linn & Dihel, 2005), aspectos que podem impactar negativamente na construção de informações contábeis de qualidade.
Nesse sentido, Braunbeck (2010) relaciona o atraso da auditoria na entrega das DFPs a dois fatores: a) maior detecção de problemas na empresa auditada, aspecto também observado por Soltani (2002) e b) maior tempo para finalizar as negociações entre auditoria e seu cliente no que concerne ao tratamento de tais problemas. Esses fatores, segundo o autor, podem interferir na relação de independência entre auditoria e cliente, sinalizando possíveis problemas na qualidade dos processo de auditoria. Como consequência, pode haver fragilidade em garantir a qualidade da informação contábil e, segundo Ashton, Willingham e Elliott (1987), Leventis e Caramanis (2005) e Al-Ajmi (2008), pode ocasionar em maior atraso na entrega das DFPs.
Assim, estando a qualidade de auditoria relacionada com a qualidade da informação contábil, espera-se que as empresas com maior AD apresentem menor qualidade de suas DFPs. Sendo assim, algumas hipóteses foram construídas considerando o AD e as características qualitativas da informação contábil.
O conservadorismo pode estar relacionado com a disposição dos contadores em aumentar o grau de verificação das informações no intuito de reconhecer boas notícias do que as más notícias em demonstrações financeiras (Basu, 1997), demandando mais tempo para entrega das DFPs. Nesse sentido, a seguinte hipótese é definida:
H1: Quanto maior o audit delay menos conservadora é a informação contábil divulgada pelas empresas.
Dado que, segundo Basu (1997), o conservadorismo implica no reflexo de más notícias mais rapidamente que as boas, sendo que essa assimetria do reconhecimento pode ocasionar em diferenças sistemáticas na oportunidade e na persistência, então, informações mais conservadoras tendem a ser menos persistentes. De tal modo, apresenta-se a segunda hipótese do estudo:
H2: Quanto maior o audit delay maior a persistência da informação contábil divulgada pelas empresas.
Com relação à relevância da informação contábil, essa característica se refere, empiricamente, à utilidade da informação contábil para tomada de decisão (Veith & Werner, 2014 ). Essa característica qualitativa é importante para os investidores, pois, ajuda os usuários a formar previsões ou obter feedback sobre resultados de eventos passados, presentes e futuros ou para confirmar ou corrigir expectativas anteriores (FASB, 1980).
Nesse sentido, a informação precisa estar disponível em tempo hábil para influenciar as decisões (Alkhatib, Marji, 2012), pois, a pontualidade não pode tornar a informação relevante, mas a falta de pontualidade pode prever de informações sobre a relevância que de outra forma poderia ter tido (FASB, 1980), visto que a informação disponível se torna menos relevante quando não entregue em tempo hábil. Assim, a seguinte hipótese é proposta:
H3: Quanto maior o audit delay menos relevante é a informação contábil divulgada pelas empresas.
Por fim, a tempestividade se refere ao fato de a informação contábil chegar em tempo hábil aos usuários, permitindo seu uso para fundamentar decisões (Silva & Nardi, 2017), maximizando sua utilidade (Silva, Souza & Klann, 2016). Assim, atrasos na entrega das DFPs podem impactar na qualidade de tempestividade da informação contábil, motivando a construção da quarta hipótese desse estudo:
H4: Quanto maior o audit delay menos tempestiva é a informação contábil divulgada pelas empresas.
3 METODOLOGIA
O estudo foi desenvolvido a partir de uma pesquisa empírica, analisando a relação entre o AD, considerado aqui a diferença de dias entre a data de fechamento das DFPs e a data da publicação das mesmas, e as características qualitativas da informação contábil de empresas brasileiras de capital aberto.
Para evitar possíveis diferenças no AD, o estudo iniciou a coleta de dados em 2010, marco da adoção das IFRS no Brasil, até o ano de 2017, sendo a coleta trimestral. Assim, partiu-se de 584 empresas listadas no Economática, e, após retiradas as empresas financeiras e as que não apresentavam os dados necessários para os testes, a amostra final ficou composta por 188 empresas, gerando mais de 6.000 observações.
Cabe ressaltar que as empresas do setor financeiro não foram consideradas na amostra pela particularidade de suas demonstrações contábeis, que as empresas retiradas da amostra não apresentavam, principalmente, o preço de ação para cálculo do retorno, além de haver empresas com abertura e fechamento de capital resultando em poucas observações de dados no intervalo de tempo utilizado na pesquisa. A Tabela 1 resume os itens que motivaram a exclusão de algumas empresas bem como a quantidade de companhias.
Tabela 1: Composição da Amostra
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Total de empresas
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584
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(-) Financeiras
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111
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(-) Empresas com fechamento/abertura de capital
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37
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(-) Insuficiência de dados
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248
|
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(=) Amostra Final
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188
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Os dados referentes às variáveis dependentes e independentes foram obtidos pelo banco de dados Economática, site das empresas, da BM&FBOVESPA e da CVM, e os testes realizados foram baseados no método de regressão múltipla com dados dispostos em painel via STATA®. A observação das características qualitativas da informação contábil, como sendo: conservadorismo, persistência, relevância e tempestividade, foi realizada por meio de modelos previamente desenvolvidos na literatura, conforme descritos a seguir.
A respeito do conservadorismo e, dada a existência de mais de um modelo na literatura, o estudo considerou a aplicação de dois modelos (Basu, 1997; Ball e Shivakumar, 2005), com a finalidade de confrontar os resultados.
O modelo de Basu (1997), conforme apresentado na equação 1, procura observar se os lucros de períodos anteriores influenciam a variação dos lucros no período de análise. Para interpretar o modelo, deve-se observar o sinal do coeficiente β3. Ou seja, se as empresas estão reconhecimento más notícias antecipadamente e revertendo o efeito no ano seguinte, então o coeficiente β3 deve ser negativo, indicando o reconhecimento oportuno de perdas. Esse resultado é esperado para as empresas com menor AD, sendo que, coeficiente β3 positivo ou não significante característico das empresas com maior AD.
ΔEARNit=α0+β1 DΔEARNit-1+β2 ΔEARNit-1+β3 DΔEARNit-1 xΔEARNit-1+εit (1)
Em que:
ΔEARNit = variação do lucro
DΔEARNit-1 = dummy que assume 1 quando a variação do lucro no período anterior é negativa e 0 caso contrário
ΔEARNit-1 = variação do lucro no período anterior
O modelo de Ball e Shivakumar (2005), apresentado na equação 2, considera que haja uma relação entre os accruals e o fluxo de caixa das empresas, e que as empresas com fluxos de caixa negativo tendem a antecipar as perdas econômicas para o mesmo período. Portanto, a premissa é, para empresas com menor AD, de existência de relação positiva entre os accruals e os fluxos de caixa negativos, nesse modelo, destacado pelo coeficiente β3. Resultado diferente disso espera-se ser observado para empresas com menor AD.
ATit=α0+β1 DCFOit+β2 CFOit+β3 DCFOit xCFOit+εit (2)
Em que:
ATit = accruals total da empresa
CFOit = fluxo de caixa operacional da empresa
DFCOit = variável dummy que recebe 1 quando o CFO é negativo e 0 caso contrário
Para análise da persistência, foi utilizado o modelo de Dechow e Scharnd (2004):
Xit+1=α0+α1 Xit+εit (3)
Em que:
Xit+1 = lucro da empresa no período seguinte
Xit= lucro da empresa no período corrente
O terceiro modelo pressupõe que o lucro futuro tem relação positiva com o lucro passado, de modo a esperar um sinal positivo para o coeficiente α1 no caso de empresas com menor AD, e um resultado negativo ou não significante para empresas com maior AD
Dada a existência de dois modelos para análise da relevância da informação contábil, utilizado pela literatura (Ohlson, 1995; Easton, 1999), para dar robustez nas análises de modo a permitir ou não a confirmação dos resultados, optou-se por utilizar os dois modelos no estudo.
Nesse sentido, segundo Lopes (2001), o modelo baseado em Ohlson (1995), considera a fundamentação teórica que fornece a base necessária para que a contabilidade possa-se avaliar a contabilidade em função do valor da empresa:
Pit/Pit-1=α0+β1t BVit/Pit-1+β2tEARNit/Pit-1+εit (4)
Em que:
Pit: Preço das ações da empresa i no ano t
Pit-1: Preço das ações da empresa i no ano t-1
BVit: Patrimônio Líquido por ação da empresa i no ano t
EARNit: Resultado líquido por ações da empresa i no ano t.
Esse modelo considera que os desvios de informações com respeito ao patrimônio líquido e ao resultado líquido por ações, no ano de análise, afetam diretamente o preço das ações da empresa, verificando se há divergências como a expectativa de preços futuros, pois proporcionam retornos diferentes e que influenciam na tomada de decisão de investidores. Portanto, deve-se observar a significância estatística dos coeficientes betas, indicando relevância das variáveis independentes em relação ao preço das ações da empresa com menor AD.
O modelo de Easton (1999) é descrito como:
Re tnt =β0+β1 [Xnt/Pnt-1]+β2t [ΔXit/Pnt-1]+μnt (5)
Em que:
Retnt: são os retornos por ação
Xnt: representa o lucro por ação
∆Xnt: variação de lucro por ação (resultado líquido)
Esse modelo analisa se os desvios relativos aos lucros do período por ação e o resultado líquido por ação promovem modificações no valor de retorno, de modo a modificar resultados e, consequentemente, influenciar na tomada de decisão de usuários da informação contábil. Assim, para empresas com menor AD, espera-se que haja significância estatística dos coeficientes betas, sinalizando relevância da informação contábil.
Por fim, para a análise da tempestividade, a pesquisa utilizou uma especificação baseada em Lopes e Walker (2008):
Retit =α0+β1 EARNit+β2 (EARNit-EARNit-1)+εit (6)
Em que:
Retit = retorno da ação para a empresa
EARNit = lucro por ação da empresa no período em análise
EARNit-1 = lucro por ação da empresa no período anterior
EARNit - EARNit-1 = variação do lucro no período
Esse modelo considera a determinação do retorno econômico da ação de uma empresa por meio da análise do resultado obtido por ação no período e também da variação do resultado entre o período analisado e o anterior. Sendo assim, a informação é considerada tempestiva quando β2 for significante, resultado esperado para empresas com menor AD.
A seguir, a Tabela 2 apresenta um resumo dos modelos e suas respectivas variáveis utilizadas.
Tabela 2: Resumo dos modelos utilizados
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Modelo
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Fórmula
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Modelo 1 - Conservadorismo
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ΔEARNit=α0+β1 DΔEARNit-1+β2 ΔEARNit-1+β3 DΔEARNit-1 xΔEARNit-1+εit
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Modelo 2 - Conservadorismo
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ATit=α0+β1 DCFOit+β2 CFOit+β3 DCFOit xCFOit+εit
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Modelo 3 - Persistência
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Xit+1=α0+α1 Xit+εit
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Modelo 4 - Relevância
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Pit/Pit-1=α0+β1t BVit/Pit-1+β2tEARNit/Pit-1+εit
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Modelo 5 - Relevância
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Re tnt =β0+β1 [Xnt/Pnt-1]+β2t [ΔXit/Pnt-1]+μnt
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Modelo 6 - Tempestividade
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Retit =α0+β1 EARNit+β2 (EARNit-EARNit-1)+εit
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Em que:
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ΔEARNit = variação do lucro em t para empresa i; DΔEARNit-1 = dummy que assume 1 quando a variação do lucro no período anterior é negativa e 0 caso contrário; ΔEARNit-1 = variação do lucro em t-1 para empresa i; ATit = accruals total da empresa i em t, sendo calculado como segue: ATit= Δ(AtivoCircit-Dispit) - Δ(PassivoCircit-FinancCPit)-DespDeprit, em que: AtivoCirc= Ativo Circulante, Disp= Disponibilidades e Aplicações Financeiras de Curto Prazo, PassivoCirc= Passivo Circulante, FinancCP= Financiamentos de Curto Prazo e DespDepr= Despesa de Depreciação; CFOit = fluxo de caixa operacional em t da empresa i; DFCOit = variável dummy que recebe 1 quando o CFO é negativo e 0 caso contrário; Xit+1 = lucro da empresa i em t+1; Xit = lucro da empresa i em t; Pit: Preço das ações da empresa i no ano t; Pit-1: Preço das ações da empresa i no ano t-1; BVit: Patrimônio Líquido por ação da empresa i no ano t; Retnt: são os retornos por ação, calculado como segue: Pit/ Pit-1.
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A análise inicial dos testes consistiu em determinar qual modelo deveria ser utilizado, entre Pools, efeitos fixos (EF) ou efeitos aleatórios (EA). Para tanto, os testes realizados foram: a) teste F de Chow, que observa a indicação entre Pool ou EF; b) teste de Breusch-Pagan que analisa modelos entre EA e Pool; c) teste de Hausman que indica o uso de EF ou EA. Depois de identificado o tipo de modelo, para cada caso foram analisados os pressupostos das regressões por meio dos seguintes testes: a) teste de Wooldridge para análise de correlação serial; e b) testes de heterocedasticidade, como o teste de Wald e o teste de White.
Para todos os modelos, foi calculada a média de AD de cada empresa e as mesmas foram ordenadas de modo crescente em relação ao AD. Em seguida, para observação das características qualitativas da informação, as empresas foram separadas em quartis, indicando a menor média de AD e maior média de AD.
4 APRESENTAÇÃO E ANÁLISE DOS RESULTADOS
Como o estudo propõe analisar empresas com maior e menor AD, ou seja, observar os extremos de dias no atraso da entrega das DFPs, a Tabela 3 traz a estatística descritiva para os dois grupos.
Tabela 3: Estatística Descritiva – AD
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2010
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2011
|
2012
|
2013
|
2014
|
2015
|
2016
|
2017
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MENOR AD
|
|
Media
|
36,63
|
36,63
|
36,60
|
36,60
|
36,57
|
36,60
|
36,58
|
36,60
|
|
Mediana
|
37,43
|
37,43
|
37,43
|
37,43
|
37,20
|
37,43
|
37,32
|
37,43
|
|
Minimo
|
27,61
|
27,61
|
27,61
|
27,61
|
27,61
|
27,61
|
27,61
|
27,61
|
|
Máximo
|
43,00
|
43,00
|
43,00
|
43,00
|
43,00
|
43,00
|
43,00
|
43,00
|
|
DP
|
4,31
|
4,31
|
4,29
|
4,29
|
4,33
|
4,29
|
4,33
|
4,29
|
|
MAIOR AD
|
|
Media
|
60,51
|
58,70
|
60,36
|
60,37
|
60,04
|
60,37
|
60,05
|
60,11
|
|
Mediana
|
56,00
|
55,96
|
56,00
|
56,00
|
55,67
|
56,00
|
55,96
|
55,96
|
|
Minimo
|
52,86
|
52,86
|
51,07
|
51,07
|
48,25
|
51,07
|
37,43
|
51,07
|
|
Máximo
|
145,62
|
108,75
|
145,62
|
145,00
|
145,00
|
145,00
|
145,00
|
145,00
|
|
DP
|
15,83
|
9,75
|
15,87
|
15,70
|
16,00
|
15,70
|
16,19
|
15,76
|
No caso das empresas com menor AD, há um valor médio próximo à mediana, sinalizando que os dados não estão fortemente impactados por valores extremos. Para empresas com maior AD, a média está um pouco superior a mediana, também se percebe um desvio padrão superior em relação as empresas com menor AD. Isso ocorre pois, no agrupamento de empresas com maior AD, existem duas companhias com prazo de entrega das DFPs acima de 100 dias. Essas duas empresas elevam a média, mas, principalmente o desvio padrão. Ao retirar essas duas empresas da amostra, o valor do desvio padrão se reduz para 6 dias e a média se aproxima da mediana, de modo que a distribuição dos dados fica mais simétrica, assim como ocorre no grupo de empresas com menor AD.
Analisando a variabilidade, por meio da diferença entre os valores máximo e mínimo, se percebe que a variabilidade dos dados no grupo de menor AD é bem inferior se comparado ao agrupamento de empresas com maior AD. Mesmo retirando as duas empresas de maior AD, a variabilidade do segundo grupo é praticamente o dobro se comparada ao primeiro grupo.
Além disso, a dispersão dos dados, via análise do desvio padrão, é pequena para as empresas com menor AD, e maior para as empresas com maior AD, considerando as duas empresas de maior AD. O mesmo pode ser observado analisando a relação entre o desvio padrão e a média, ou seja, pelo coeficiente de variação. Contudo, retirando as duas empresas de maior AD, esse coeficiente de variação das empresas com maior AD praticamente se iguala ao das empresas de menor AD.
Sendo assim, verifica-se que as empresas com maior AD tendem a ter possibilidades mais diversas de maiores dias para divulgação das DFPs, sendo uma parte da amostra um pouco mais heterogenea ao comparar com as empresas de menos AD, mas que, para ambos os grupos, os dados da amostra não apresentam grande heterogeneidade. Com relação a análise do conservadorismo, a Tabela 4 apresenta os resultados via modelo de Ball e Shivakumar (2005).
Tabela 4: Conservadorismo de Ball e Shivakumar
|
Menor AD
|
Maior AD
|
|
Conservadorismo –Ball e Shivakumar (2005)
|
Coef.
|
Z
|
Coef.
|
t
|
|
DCFO
|
0,032
|
1,28
|
0,098
|
2,13**
|
|
CFO
|
-0,956
|
-1,29
|
-0,806
|
-15,46***
|
|
DCFO x CFO
|
1,069
|
1,48
|
-0,592
|
-1,91*
|
|
Const
|
-0,040
|
-1,23
|
-0,095
|
-3,16***
|
|
F/X2
|
3,14
|
268,87***
|
|
R2
|
0,96%
|
57,27%
|
|
Teste de Wooldridge
|
140,387***
|
35,48***
|
|
Teste de Wald
|
5,5e+05***
|
7,9e+06***
|
|
Heterocedasticidade (EA)
|
2369,01***
|
91,32***
|
|
Teste de White
|
3,37
|
46,52***
|
|
Teste F de Chow
|
2,62**
|
63,63***
|
|
Teste Breusch-Pagan
|
169,07***
|
9,53***
|
|
Teste de Hausman
|
0,56
|
91,32***
|
Sendo: ***, ** e * significante a 1%, 5% e 10%, respectivamente
O resultado indicou que as empresas com menor AD apresentam conservadorismo, pois β3 foi positivo, porém, não se pode afirmar que empresas com menor atraso na entrega das DFPs apresentam informações mais conservadoras, pois o resultado não foi estatisticamente significante. Analisando as empresas com maior AD, os resultados indicaram um coeficiente β3 significante, porém negativo. Portanto, as empresas que levam mais tempo para divulgarem suas DFPs tendem a não apresentarem informações conservadoras.
Em seguida, a Tabela 5 apresenta o resultado considerando o modelo de Basu (1997) para conservadorismo.
Tabela 5: Conservadorismo de Basu (1997)
|
Menor AD
|
Maior AD
|
|
Conservadorismo – Basu (1997)
|
Coef.
|
t
|
Coef.
|
Z
|
|
DVEARN
|
5752,378
|
0.12
|
16561,850
|
0,51
|
|
VEARN
|
-1188281
|
-13,48***
|
-0,795
|
-16,64***
|
|
DVEARN x VEARN
|
1,714
|
6,13***
|
0,196
|
5,77***
|
|
Const
|
-359265
|
-7,13***
|
-40133,620
|
-2,35**
|
|
F/X2
|
2884,90***
|
4806,33***
|
|
R2
|
0,26%
|
2,89%
|
|
Teste de Wooldridge
|
124,228***
|
262,767***
|
|
Teste de Wald
|
8,5e+10***
|
4,1e+10***
|
|
Heterocedasticidade (EA)
|
6877,83***
|
6340,78***
|
|
Teste de White
|
208,73***
|
323,66***
|
|
Teste F de Chow
|
271,66***
|
202,83***
|
|
Teste Breusch-Pagan
|
49,48***
|
14,81***
|
|
Teste de Hausman
|
-873,84
|
0,15
|
Sendo: ***, ** e * significante a 1%, 5% e 10%, respectivamente
Os resultados indicaram que as empresas com menor AD apresentam coeficiente β3 foi significante e positivo, indicando que as informações contábeis divulgadas com menor atraso tendem a não ser conservadoras. No caso das empresas com maior atraso na divulgação das DFPs, ou seja, com maior diferença de dias entre a data de fechamento e a data da divulgação das DFPs, os resultados do modelo de Basu (1997) foram coerentes com os encontrados no modelo de Ball e Shivakumar (2005), ou seja, indicaram que a informação contábil para esse grupo de empresas tende a não ser conservadora.
De modo geral, os resultados desta pesquisa indicaram que as empresas com maior atraso na entrega de suas DFPs não apresentam a característica de conservadorismo na informação disponibilizada. Esse resultado pode estar relacionado com o fato de o conservadorismo estar conexo a uma tendência cultural e, até mesmo normativa, quanto ao reconhecimento inicial de boas ou más notícias. Ainda, segundo Basu (1997), a divulgação de boas notícias tende a ser menos pontual, dito de outra forma, empresas que não são conservadoras podem atrasar mais a entrega das informações, dada a necessidade de maior verificação, pelos contadores, da informação que será divulgada. Os resultados desse estudo estão alinhados a esse embasamento, ou seja, de que empresas com maior atraso na entrega das DFPs não se apresentam conservadoras.
A Tabela 6 traz os resultados para o modelo de persistência.
Tabela 6: Persistência
|
Menor AD
|
Maior AD
|
|
Persistência - Dechow e Scharnd (2004)
|
Coef.
|
t
|
Coef.
|
t
|
|
LUCROt-1
|
0,399
|
2,81***
|
0,144
|
3,57
|
|
Const
|
744992,900
|
4,59***
|
43518,050
|
18,17
|
|
F/X2
|
7,90***
|
12,75***
|
0,196
|
5,77***
|
|
R2
|
99,73%
|
98,59%
|
-40133,620
|
-2,35**
|
|
Teste de Wooldridge
|
101,094***
|
165,813***
|
|
Teste de Wald
|
237,03
|
3.1e+13***
|
|
Heterocedasticidade EA
|
89,60***
|
6967,01***
|
|
Teste de White
|
395,94***
|
140,93***
|
|
Teste F de Chow
|
8,6e+09***
|
26,32***
|
|
Teste Breusch-Pagan
|
7150,88***
|
62,21***
|
|
Teste de Hausman)
|
555,92***
|
270,61***
|
|
Teste Breusch-Pagan
|
49,48***
|
14,81***
|
|
Teste de Hausman
|
-873,84
|
0,15
|
Sendo: ***, ** e * significante a 1%, 5% e 10%, respectivamente
Com relação as empresas com menor atraso na divulgação das informações o resultado indicou que há significância no coeficiente de análise, de modo que o lucro corrente apresenta relação com o resultado de ano anterior, portanto há persistência na informação contábil. Para as empresas com maior atraso na entrega das DFPs, os resultados sugerem que não há significância estatística da relação entre o lucro corrente o de período anterior, portanto, não indicaram persistência.
Na análise de relevância a Tabela 7 apresenta os resultados com o uso do modelo de Ohlson (1995) e, na Tabela 8, os resultados ao utilizar o modelo de Easton (1999).
Tabela 7: Relevância de Ohlson (1995)
|
Menor AD
|
Maior AD
|
|
Relevância – Ohlson (1995)
|
Coef.
|
Z
|
Coef.
|
Z
|
|
BVit/Pit-1
|
-0,0024
|
-1,03
|
-0,0001
|
-0,4
|
|
EARNit/Pit-1
|
0,0073
|
1,96*
|
-0,0001
|
-1,14
|
|
Const
|
1,0057
|
489,15***
|
0,9941
|
304,72***
|
|
F/X2
|
26,12***
|
1,3
|
-40133,620
|
-2,35**
|
|
R2
|
6,57%
|
2,52%
|
|
Teste de Wooldridge
|
5,156
|
0,685
|
|
Teste de Wald
|
1180,12***
|
3046,53***
|
|
Heterocedasticidade EA
|
0,43
|
0,685
|
|
Teste de White
|
45,68***
|
0,27
|
|
Teste F de Chow
|
2,4*
|
0,08
|
|
Teste Breusch-Pagan
|
1,7*
|
7,6***
|
|
Teste de Hausman)
|
0,43
|
2,15
|
|
Teste de Hausman
|
-873,84
|
0,15
|
Sendo: ***, ** e * significante a 1%, 5% e 10%, respectivamente
Na Tabela 7 os resultados indicaram que as empresas com menor AD apresentam o coeficiente β2 significante e positivo, indicando que as informações contábeis divulgadas possuem relevância. Mas, ao observar o coeficiente para as empresas com maior atraso, os resultados não indicaram relevância.
Tabela 8: Relevância de Easton (1999)
|
Menor AD
|
Maior AD
|
|
Relevância - Easton (1999)
|
Coef.
|
z
|
Coef.
|
z
|
|
Xit/Pit-1
|
0,0035
|
1,56
|
-0,0001
|
-0,88
|
|
VarXit/Pit-1
|
0,0036
|
1,82*
|
-0,0002
|
-0,49
|
|
Const
|
1,0040
|
807,88***
|
0,9941
|
298,58***
|
|
F/X2
|
5,24*
|
1,09
|
-40133,620
|
-2,35**
|
|
R2
|
12,49%
|
3,53%
|
|
Teste de Wooldridge
|
281,33***
|
0,632
|
|
Teste de Wald
|
281,33***
|
3103,43***
|
|
Heterocedasticidade EA
|
281,33***
|
598,53***
|
|
Teste de White
|
87,20***
|
0,53
|
|
Teste F de Chow
|
6,04***
|
0,06
|
|
Teste Breusch-Pagan
|
1,83
|
8,19***
|
|
Teste de Hausman)
|
1,57
|
1,93
|
|
Teste de Hausman
|
-873,84
|
0,15
|
Sendo: ***, ** e * significante a 1%, 5% e 10%, respectivamente
Observando a Tabela 8 o coeficiente β2 indica relevância na informação de empresas com menor AD, não sendo possível observar o mesmo para as empresas com maior AD. Esse resultado foi coerente ao obtido no modelo de Ohlson (1995), apresentados na Tabela 7, de que não houve indícios de relevância na informação contábil no caso de empresas com maior atraso na entrega das DFPs, mas há indícios de relevância para os casos de entrega com menor atraso.
De acordo com Veith e Werner (2014), a relevância da informação contábil refere-se à utilidade da informação contábil para as decisões, refletindo no valor da organização para o mercado de capitais (Francis & Schipper, 1999). Essa característica é importante para os investidores, pois, os ajuda a formar previsões e obter feedback sobre resultados passados, presentes e futuros, bem como para confirmar ou corrigir expectativas anteriores (Fasb, 1980), ou seja, pode ter valor preditivo (CPC 00, 2011; Fasb, 1980).
Todavia, para isso, a informação contábil precisa estar disponível em tempo hábil, pois, a pontualidade não pode tornar a informação relevante, mas a falta de pontualidade pode prever de informações sobre a relevância que de outra forma poderia ter tido (Fasb, 1980), visto que a informação disponível se torna menos relevante quando não entregue em tempo hábil.
Por fim, a Tabela 9 apresenta os resultados do modelo de análise de tempestividade, cujo objetivo é que o coeficiente β2 seja significativo.
Tabela 9: Tempestividade
|
Menor AD
|
Maior AD
|
|
Tempestividade – Lopes e Walker (2008)
|
Coef.
|
Z
|
Coef.
|
Z
|
|
EARNit
|
-0,0013
|
-2,47**
|
0,0001
|
0,8
|
|
EARNit-EARNit-1
|
0,0019
|
3,34***
|
-0,0001
|
-0,95
|
|
Const
|
1,0055
|
773,62***
|
0,9940
|
303,35***
|
|
F/X2
|
11,59***
|
0,92
|
-40133,620
|
-2,35**
|
|
R2
|
5,33%
|
3,99%
|
|
Teste de Wooldridge
|
287,83***
|
0,563
|
|
Teste de Wald
|
1133,50***
|
3041,13***
|
|
Heterocedasticidade EA
|
287,83***
|
602,96***
|
|
Teste de White
|
69,93***
|
0,57
|
|
Teste F de Chow
|
2,52*
|
0,32
|
|
Teste Breusch-Pagan
|
1,64
|
8,71***
|
|
Teste de Hausman)
|
0,03
|
2,38
|
|
Teste de Hausman
|
-873,84
|
0,15
|
Sendo: ***, ** e * significante a 1%, 5% e 10%, respectivamente
Para o caso das empresas com menor média de atraso na entrega das DFPs, os resultados indicaram que o coeficiente β2 foi significativo, confirmando a hipótese de tempestividade. No entanto, os testes indicaram que nas empresas com maiores atrasos na entrega das DFPs não háindícios de tempestividade.
Esse resultado está alinhado com o obtido nos modelos de relevância, ao observar a não existência da relevância da informação com maior atraso na entrega das DFPs, uma vez que, a entrega das DFPs em tempo hábil é fator importante para influenciar as decisões de investimento dos agentes econômicos, melhorando as condições para tais decisões, reduzindo a assimetria de informação (Ball, Kothari & Robin, 2000; Al-Sehali & Spear, 2004), de modo que, a divulgação antecipada seria um dispositivo importante para abrandar o abuso de informação privilegiada (Owusu-Ansah & Leventis, 2006).
Portanto, no geral, o estudo observou que as empresas com maior AD atendem menos as características qualitativas da informação contábil, se comparadas com as empresas de menor AD. Assim, os resultados indicam a não rejeição das hipóteses estabelecidas nessa pesquisa. Esses achados estão alinhados com os trabalhos de Knechel e Payne (2001), Al-Ajmi (2008), Abernathy, Beyer, Masli e Stefaniak (2014), Blankley, Hurtt e MacGregor (2014) e Shahzad, Pouw, Rubbaniy e El-Temtamy (2018), mas, contrário, no que tange ao conservadorismo, ao trabalho de Cullinan, Wang, Yang e Zhang (2012).
5 CONSIDERAÇÕES FINAIS
Sob o contexto da importância da informação contábil de qualidade e do papel da auditoria nesse processo, esse estudo buscou verificar, com dados entre 2010 e 2017, a relação entre o maior atraso na entrega das DFPs e as características qualitativas da informação contábil, como sendo: conservadorismo, persistência, relevância e tempestividade. A pesquisa partiu da análise de empresas brasileiras de capital aberto, utilizando como método as análises de regressão com dados dispostos em painel.Desse modo, os resultados encontrados indicaram que a informação contábil das empresas com maiores prazos de AD não apresentam tais características qualitativas, conforme esperado nas hipóteses 1, 2, 3 e 4 propostas no estudo.
Mais propriamente, com relação ao conservadorismo, os resultados apontaram que, tanto as empresas com maior quanto as com menor AD não indicaram a presença dessa característica qualitativa. Não obter diferença entre as empresas com maior e menor AD quanto ao conservadorismo pode estar pautado no fato de que as escolhas contábeis estão sendo feitas por empresas pertencentes ao mesmo país, amostra desse estudo, portanto sujeitas a mesma regulação e padrões de enforcement.
Além disso, os achados implicam considerar que as empresas com maior AD podem dificultar a previsibilidade de resultados futuros, o que auxiliaria usuários da informação contábil embasar suas opções futuras de investimento, uma vez que não apresentou a característica de persistência dos resultados. Portanto, os indícios são de que maior atraso na entrega das DFPs implica negativamente na utilidade da informação contábil para o mercado. Esse resultado está coerente com o fato de as empresas com maior AD também não apresentarem informações relevantes e tempestivas, corroborando a ideia de que maior atraso interfere na utilidade da informação.
Desta forma, esta pesquisa auxilia os usuários (empresas, investidores, órgãos regulamentadores, auditores, acadêmicos, profissionais da área), a notarem que a relação entre maior AD nas características qualitativas da informação contábil apresenta-se não benéfica em termos de qualidade da informação, podendo alterar o nível informacional do desempenho reportado ao mercado, o qual pode interferir negativamente no processo de tomada de decisão dos usuários.
Por conseguinte, os resultados indicam que a divulgação tardia pode implicar em maior custo para os usuários da informação, relacionado com a não observação de características qualitativas da informação contábil, o que deveria ser considerado na determinação de seus investimento e definição de custo de recursos aplicados.
Também é possível observar a necessidade de órgãos reguladores e fiscalizadores se atenderem às empresas com maior atrasos, observar a informação que vem sendo divulgada ao mercado para garantir ou criar mecanismos disciplinares que permitam avalizar melhor qualidade da informação disponibilizada ao mercado.
Nesse sentido, as recomendações para estudos futuros seguem com base nas limitações, ou pontos não trabalhados nesse estudo. Dessa maneira, as pesquisas futuras poderiam observar a relação de custo benefício desse atraso, de modo a indicar mais claramente a necessidade ou não de determinações regulatórias para a divulgação mais oportuna das DFPs.
Além disso, as próximas pesquisas poderiam ampliar a amostra e tratar as empresas do setor financeiro; fazer análise comparativa entre outros países sujeitos a padrões de enforcement diferentes; explorar todas as empresas, não apenas os extremos (maior e menor AD), de modo a observar de maneira mais micro o comportamento da qualidade da informação contábil conforme aumenta os dias para divulgação das DFPs; além de controlar a análise por outras variáveis, como a presença ou não de Big Four.
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Como referenciar
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DOI: http://dx.doi.org/10.14392/asaa.2019120306