Capacidade preditiva de <i>accruals</i> antes e após as IFRS no mercado acionário brasileiro

Boina, Terence Machado; Macedo, Marcelo Alvaro da Silva

doi:10.1590/1808-057x201806300

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Revista Contabilidade & Finanças

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Sumário

Artigo Original • Rev. contab. finanç. 29 (78) • Sep-Dec 2018 • https://doi.org/10.1590/1808-057x201806300 copiar

Capacidade preditiva de accruals antes e após as IFRS no mercado acionário brasileiro

Autoria SCIMAGO INSTITUTIONS RANKINGS

RESUMO

Este estudo objetivou analisar e avaliar a capacidade preditiva de accruals discricionários (AD) e não discricionários (AND) em predizer fluxos de caixa futuros antes e após as International Financial Reporting Standards (IFRS) no Brasil. Este estudo justifica-se em função da escassez de estudos no Brasil nessa temática e é relevante porque pretendeu elucidar se as mudanças ocorridas devido à convergência às IFRS no Brasil trouxeram melhoria da qualidade das informações contábeis. As escolhas contábeis de gestores e contadores no mercado acionário brasileiro, facultadas pelas IFRS, contribuem para uma aparente melhoria da qualidade da informação contábil em termos de confiabilidade, representação fidedigna da posição patrimonial e financeira da entidade e, principalmente, utilidade preditiva para estimação de fluxos de caixa futuros. A população foi constituída por empresas de capital aberto listadas na Bovespa e Bolsa de Valores, Mercadorias e Futuros de São Paulo (BM&FBOVESPA) nos anos de 2004 a 2007 e 2010 a 2015, respectivamente, sendo excluídas aquelas dos setores de “finanças e seguros” e “fundos” e ainda empresas consideradas holding para a formação da amostra não probabilística por conveniência (715 empresas). Os dados foram agrupados/combinados (pooling/pooled) por ano, pois contêm empresas diferentes ao longo da série temporal (painel desbalanceado). Verificou-se que os AD e AND produzidos antes das IFRS são negativos e estatisticamente significativos para prever fluxos de caixa futuros no mercado acionário brasileiro, o que indicava gerenciamento de resultados do tipo oportunístico/contratual. Uma das possíveis explicações para esse fato seria a influência de entidades tributárias governamentais (fisco) nas normas contábeis brasileiras, o que poderia induzir gestores a manipular resultados contábeis com o objetivo de reduzir lucros com vistas a pagar menos tributos, por exemplo. Já os AD e AND produzidos após as IFRS, com menor ascendência do fisco, são positivos e estatisticamente significativos para prever fluxos de caixa futuros no mercado acionário brasileiro, sinalizando motivação de escolhas contábeis discricionárias sob o aspecto informacional. Averiguou-se, também, que AD e AND correntes acrescentam poder informacional em comparação com os accruals agregados correntes. Ainda, identificou-se que AD e AND correntes originados após as IFRS, em comparação com os accruals agregados correntes, têm ganho informacional em relação àqueles produzidos antes.

Palavras-chave
qualidade da informação contábil; capacidade preditiva; accruals; IFRS; fluxo de caixa

Referência	Síntese dos resultados
Finger (1994)Finger, C. A. (1994). The ability of earnings to predict future earnings and cash flow. Journal of Accounting Research, 32(2), 210-223.	Entre 1935 e 1987, no mercado estadunidense, os lucro ou prejuízo do exercício (LL) e fluxo de caixa operacional (FCO) têm capacidade preditiva semelhante para horizontes longos, mas o FCO é ligeiramente superior ao LL para horizontes curtos.
Dechow et al. (1998)	Entre 1963 e 1992, no mercado estadunidense, os LL são melhores preditores de FCOs futuros do que os próprios FCOs correntes, e empresas com ciclos operacionais maiores explicam melhor a supremacia do LL sobre o FCO.
Barth et al. (2001)	Entre 1987 e 1996, no mercado estadunidense, houve melhora significativa na capacidade preditiva de FCOs futuros com a desagregação de accruals totais (ACC) em ativos e passivos operacionais e ativos de longo prazo.
Kim e Kross (2005)Kim, M., & Kross, W. (2005). The ability of earnings to predict future operating cash flows has been increasing - not decreasing. Journal of Accounting Research, 43(5), 753-780.	Entre 1973 e 2000, no mercado estadunidense, a relação entre o LL corrente para prever FCOs futuros melhorou ao longo do tempo para horizontes de um ano, contudo essa relação tende a não melhorar para além do horizonte de um ano.
Farshadfar, Ng e Brimble (2008)Farshadfar, S., Ng, C., & Brimble, M. (2008). The relative ability of earnings and cash flow data in forecasting future cash flows: some Australian evidence. Pacific Accounting Review, 20(3), 254-268.	Entre 1992 e 2004, no mercado australiano, o FCO tem mais poder do que o LL na previsão de FCOs futuros.
Ebaid (2011Ebaid, I. El-S. (2011). Accruals and the prediction of future cash flows: empirical evidence from an emerging market. Management Research Review, 34(7), 838-853.)	Entre 1999 e 2007, no mercado egípcio, os LLs têm capacidade preditiva superior aos FCOs para estimar FCOs futuros e os ACC desagregados melhoram a capacidade de previsão de FCOs.
Malacrida, Yamamoto, Lima, Lima (2008)	Entre 1999 e 2005, no mercado brasileiro, o FCO tem capacidade preditiva maior que o LL para estimar FCOs futuros, os ACC têm capacidade preditiva adicional ao FCO corrente para estimar FCOs futuros e o FCO com ACC desagregados têm maior capacidade preditiva de FCOs futuros do que o modelo de ACC agregados.
Costa e Afonso (2015)	Entre 2005 e 2013, em seguradoras brasileiras, os LL, ACC e FCO têm capacidade de prever FCOs futuros e, diante dos resultados do R² ajustado e dos critérios informacionais de Akaike, há dúvidas se os ACC incrementam capacidade preditiva aos FCOs.
Boina et al. (2016a)	Entre 2010 e 2014, em empresas concessionárias de energia elétrica, os FCOs correntes têm maior capacidade preditiva do que os LLs correntes para estimar FCOs de períodos subsequentes e os ACC correntes agregados e alguns ACC desagregados incrementam capacidade preditiva aos FCOs correntes em predizer os FCOs de períodos subsequentes.

Referência	Síntese dos resultados
Tendeloo e Vanstraelen (2005Tendeloo, B. V., & Vanstraelen, A. (2005). Earnings management under German GAAP versus IFRS. European Accounting Review, 14(1), 155-180.)	Entre 1999 a 2001, no mercado alemão, houve maior gerenciamento de resultados após a adoção das IFRS, mas em um número menor quando auditadas por uma empresa de auditoria externa Big Four.
Barth et al. (2008Barth, M. E., Landsman, W. R., & Lang, M. H. (2008). International accounting standards and accounting quality. Journal of Accounting Research, 46(3), 467-498.)	Entre 1994 e 2003, em 21 países, houve incremento da qualidade das informações contábeis sob os pontos de vista de gerenciamento de resultados, conservadorismo e value relevance e forte associação entre as informações contábeis e os preços e retornos das ações após a adoção das IFRS.
Ahmed, Neel e Wang (2013Ahmed, A. S., Neel, M., & Wang, D. (2013). Does mandatory adoption of IFRS improve accounting quality? Preliminary evidence. Contemporary Accounting Research, 30(4), 1344-1372.)	Entre 2002 e 2007, em 20 países, não houve evidências suficientes de que a adoção das IFRS produz melhorias na qualidade contábil, dos pontos de vista de gerenciamento de resultados e conservadorismo.
Paulo, Girão, Carter e Souza (2013Paulo, E., Girão, L. F. A. P., Carter, D., & Souza, R. (2013). The impact of the adoption of International Financial Reporting Standards about the quality of accounting information of the Brazilian and European public firms. Paper presented at the VII ANPCONT. Retrieved from http://congressos.anpcont.org.br/congressos-antigos/vii/images/engltrack_4bfc3.pdf?20150429112300 http://congressos.anpcont.org.br/congres... )	Entre 2000 e 2011, nos mercados brasileiro e europeu, a qualidade da informação contábil não melhorou significativamente em relação ao período anterior das IFRS, sob os pontos de vista da persistência, do conservadorismo, do gerenciamento de resultados e dos erros dos accruals totais (ACC).
Silva (2013Silva, R. L. M. (2013). Adoção completa das IFRS no Brasil: qualidade das demonstrações contábeis e o custo de capital próprio (Doctoral thesis, Accounting Sciences, University of São Paulo, São Paulo).)	Entre 2000 a 2011, no mercado brasileiro, houve diminuição de ACC, aumento no conservadorismo condicional, aumento nas dimensões de relevância e tempestividade da qualidade da informação contábil e redução no custo de capital após a adoção completa das IFRS.
Machado et al.(2014Machado, M. A. V., Silva Filho, A. C. C., & Callado, A. L. C. (2014). O processo de convergência às IFRS e a capacidade do lucro e do fluxo de caixa em prever os fluxos de caixa futuro: evidências no mercado brasileiro. Revista de Contabilidade e Organizações, 21(2014), 4-13.)	Entre 2006 e 2011, no mercado brasileiro, houve aumento da capacidade explicativa do LL e do fluxo de caixa operacional (FCO) combinado com os ACC no período posterior à convergência no Brasil e constatação de que os ACC têm poder informativo adicional em predizer os FCOs futuros.
Boina, Jesus, Soares e Macedo (2016bBoina, T. M., Jesus, L. F., Soares, J. E. V. M., & Macedo, M. A. S. (2016b). Avaliação da capacidade preditiva do lucro líquido, do fluxo de caixa operacional e dos accruals antes e após a convergência às normas internacionais de contabilidade no Brasil. Trabalho apresentado no XVI Congresso USP de Controladoria e Contabilidade. Paper presented at the XVI USP Controlling and Accounting Congress. Retrieved from http://www.congressousp.fipecafi.org/anais/artigos162016/143.pdf http://www.congressousp.fipecafi.org/ana... )	Entre 2005-2007 e 2010-2014, no mercado brasileiro, houve consolidação da supremacia do conteúdo informacional do FCO corrente em relação ao lucro ou prejuízo do exercício corrente em predizer FCOs futuros e de que ACC agregados e alguns ACC desagregados correntes adicionam conteúdo informacional ao FCO corrente para prever fluxos de caixa futuros após a adoção das IFRS.

Variáveis	Período	Mínimo	Máximo	Média	Mediana	Desvio padrão
FCO_t	2005-2007	0,00000	0,17819	0,013401	0,00000	0,021594
FCO_t	2012-2015	0,00000	0,33158	0,082599	0,069949	0,067003
FCO_t-1	2004-2006	0,00000	0,17019	0,0096173	0,00000	0,019693
FCO_t-1	2011-2014	0,00000	0,34589	0,088059	0,073715	0,069050
ACC_t-1	2004-2006	-0,070572	0,54004	0,072281	0,050306	0,076100
ACC_t-1	2011-2014	-0,28035	0,51241	-0,018972	-0,022159	0,074148
AD_t-1	2004-2006	-0,39443	0,29320	-0,049030	-0,044190	0,098408
AD_t-1	2011-2014	-0,41583	0,29517	-0,069143	-0,075340	0,087359
AND_t-1	2004-2006	-0,17141	0,32386	0,12131	0,12458	0,087536
AND_t-1	2011-2014	-0,18676	0,30392	0,050170	0,047364	0,049365

Variáveis	Período	Mínimo	Máximo	Média	Mediana	Desvio padrão
FCO_t	2005-2007	0,00000	0,17819	0,014169	0,00000	0,022107
FCO_t	2012-2015	0,00000	0,33158	0,082703	0,070014	0,067071
FCO_t-1	2004-2006	0,00000	0,17019	0,010852	0,00000	0,020623
FCO_t-1	2011-2014	0,00000	0,34589	0,088321	0,073987	0,069312
ACC_t-1	2004-2006	-0,070572	0,51931	0,066840	0,047338	0,069920
ACC_t-1	2011-2014	-0,28035	0,45277	-0,019764	-0,022523	0,072719
AD_t-1	2004-2006	-0,36217	0,29019	-0,055855	-0,072137	0,12597
AD_t-1	2011-2014	-0,38395	0,28003	-0,051411	-0,052735	0,082458
AND_t-1	2004-2006	-0,27436	0,37768	0,12269	0,13348	0,12423
AND_t-1	2011-2014	-0,26365	0,37481	0,031647	0,033741	0,062865

	Modelo Kothari et al. (2005Kothari, S. P., Leone, A. J., & Wasley, C. E. (2005). Performance matched discretionary accrual measures. Journal of Accounting and Economics, 39(1), 163-197.)				Modelo Dechow et al. (2012Dechow, P. M., Hutton, A. P., Kim, J. H., & Sloan, R. G. (2012). Detecting earnings management: a new approach. Journal of Accounting Research, 50(2), 275-334.)
	Antes das IFRS		Depois das IFRS		Antes das IFRS		Depois das IFRS
Variáveis	Coeficiente	p-valor	Coeficiente	p-valor	Coeficiente	p-valor	Coeficiente	p-valor
Intercepto	0,0163*	0,0000	-0,0306*	0,0000	0,0231*	0,0000	-0,0125*	0,0000
∆Rec_t - ∆CR_t	0,0745*	0,0002	-0,0552**	0,0149	0,0841*	0,0000	-0,0427**	0,0173
IMOB_t	0,0203*	0,0033	-0,0024	0,6502	0,0205*	0,0014	-0,0052	0,2454
ROA_t-1	0,5540*	0,0000	0,0877*	0,0033
ACC_t-1					0,4987*	0,0000	0,4395*	0,0000
R² ajustado	0,309281			0,010058		0,309187		0,213634
Teste F (p-valor)	0,0000			0,002795		0,0000		0,0000
Schwarz	-3.353,065			-4.933,472		-3.489,374		-5.364,704
Akaike	-3.373,163			-4.955,314		-3.509,501		-5.386,541
Observações (n)	1.124			1.738		1.132		1.736

	Modelo 1 - Kothari et al. (2005Kothari, S. P., Leone, A. J., & Wasley, C. E. (2005). Performance matched discretionary accrual measures. Journal of Accounting and Economics, 39(1), 163-197.)		Modelo 1 - Dechow et al. (2012Dechow, P. M., Hutton, A. P., Kim, J. H., & Sloan, R. G. (2012). Detecting earnings management: a new approach. Journal of Accounting Research, 50(2), 275-334.)		Modelo 2
Variáveis	Coeficiente	p-valor	Coeficiente	p-valor	Coeficiente	p-valor
Intercepto	0,0197*	0,0000	0,0209*	0,0000	0,0233*	0,0000
FCO_t-1	0,7119*	0,0000	0,7005*	0,0000	0,6271*	0,0000
ACC_t-1					-0,1017*	0,0000
AD_t-1	0,0254	0,1277	0,0447**	0,0194
AND_t-1	-0,0314***	0,0563	-0,0270	0,1450
R² ajustado	0,554044			0,546093		0,512158
Teste F (p-valor)	0,0000			0,0000		0,0000
Schwarz	-9.504,781			-9.002,424		-10.993,75
Akaike	-9.528,509			-9.025,973		-11.012,05
Observações (n)	2.785			2.663		3.287

	Modelo 3 - Kothari et al. (2005Kothari, S. P., Leone, A. J., & Wasley, C. E. (2005). Performance matched discretionary accrual measures. Journal of Accounting and Economics, 39(1), 163-197.)		Modelo 3 - Dechow et al. (2012Dechow, P. M., Hutton, A. P., Kim, J. H., & Sloan, R. G. (2012). Detecting earnings management: a new approach. Journal of Accounting Research, 50(2), 275-334.)		Modelo 4
Variáveis	Coeficiente	p-valor	Coeficiente	p-valor	Coeficiente	p-valor
Intercepto	0,0193*	0,0000	0,0219*	0,0000	0,0236*	0,0000
FCO_t-1	0,6855*	0,0000	0,5981*	0,0000	0,4558*	0,0000
FCO_t-1 × IFRS	0,0257	0,5701	0,1191*	0,0027	0,1746*	0,0000
AD_t-1	-0,0223**	0,0152	-0,0489*	0,0000
AD_t-1 × IFRS	0,0948*	0,0005	0,1489*	0,0000
AND_t-1	-0,0769*	0,0000	-0,0912*	0,0000
AND_t-1 × IFRS	0,1530*	0,0000	0,1063*	0,0003
ACC_t-1					-0,0910*	0,0065
ACC_t-1 × IFRS					-0,0072	0,7797
R² ajustado	0,559589		0,551132		0,513395
Teste F (p-valor)	0,000000		0,000000		0,000000
Schwarz	-9.518,841		-9.011,496		-10.987,90
Akaike	-9.560,365		-9.052,707		-11.018,39
Observações (n)	2.785		2.663		3.287

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[1] Endereço para correspondência: Terence Machado Boina. Universidade Federal do Rio de Janeiro, Faculdade de Administração e Ciências Contábeis, Programa de Pós-Graduação em Ciências Contábeis. Avenida Pasteur, 250 - CEP: 22290-902 Urca - Rio de Janeiro - RJ - Brasil.