Uniformidade e comparabilidade: uma análise da relevância para o mercado de capitais brasileiro^*

RESUMO

O objetivo da pesquisa foi analisar a relação entre as características de uniformidade e comparabilidade e a característica qualitativa fundamental de relevância dos relatórios financeiros para o mercado de capitais brasileiro, discutindo a possibilidade de trade-off entre a comparabilidade e a relevância, a importância de considerar tanto a comparabilidade quanto a relevância para maximizar a utilidade das demonstrações financeiras e as lacunas acerca da “eficácia” da uniformidade e do alcance da comparabilidade em detrimento da relevância. É relevante a investigação da “eficácia” da uniformidade quanto à utilidade da decisão devido à confusão existente entre os conceitos de uniformidade e comparabilidade. Os resultados motivarão a reflexão dos órgãos reguladores acerca da confusão existente entre uniformidade e comparabilidade e do atendimento às características de relevância e comparabilidade, indicando qual a relação entre essas sob o ponto de vista do mercado de capitais. A uniformidade é identificada por meio da medida de covariação dos lucros e a comparabilidade por meio da medida de similaridade da função contábil. Os modelos de relevância são avaliados por regressões para dados em painel no período de 2013 a 2018. A amostra abarca as companhias da B3 S.A. - Brasil, Bolsa, Balcão pertencentes a setores com classificação North American Classification System (NAICS) Nível 2 que abrangem pelo menos duas companhias. Os resultados apontaram que a uniformidade não é relevante para o mercado de capitais brasileiro, mesmo quando contribuinte para a comparabilidade. Esses podem ser justificados pela possível produção de comparabilidade superficial. Desvelaram, ainda, que a comparabilidade é relevante e positivamente relacionada ao preço das ações. Todavia, a inserção dessa variável sucedeu um decréscimo no poder explicativo que pode indicar o alcance da comparabilidade em detrimento da relevância. Por fim, revela-se que o mercado de capitais brasileiro distingue os conceitos de uniformidade e de comparabilidade na avaliação das companhias.

Palavras-chave:
uniformidade; comparabilidade; relevância

ABSTRACT

This research aimed to analyze the relationship between the characteristics of uniformity and comparability and the fundamental qualitative characteristic of relevance of financial reports for the Brazilian capital market, discussing the possibility of a trade-off between comparability and relevance, the importance of considering both comparability and relevance to maximize the utility of financial statements, and the gaps regarding the “effectiveness” of uniformity and achieving comparability to the detriment of relevance. It is important to investigate the “effectiveness” of uniformity in terms of the utility of the decision due to the confusion that exists between the concepts of uniformity and comparability. The results will encourage regulatory bodies to reflect on the confusion that exists between uniformity and comparability and on fulfilling the characteristics of relevance and comparability, indicating what the relationship is between these from the viewpoint of the capital market. Uniformity is identified by means of the earnings covariance measure and comparability via the accounting function similarity measure. The relevance models are assessed using panel data regressions covering the period from 2013 to 2018. The sample includes companies from the B3 S.A. - Brasil, Bolsa, Balcão belonging to sectors classified in the Level 2 North American Classification System (NAICS) that comprise at least two companies. The results indicated that uniformity is not relevant for the Brazilian capital market, even when it contributes to comparability. These can be explained by the possible production of superficial comparability. They also revealed that comparability is relevant and positively related to the share price. However, the inclusion of this variable led to a decrease in explanatory power, which may indicate the achievement of comparability to the detriment of relevance. Finally, it is revealed that the Brazilian capital market distinguishes between the concepts of uniformity and comparability when evaluating companies.

Keywords:
uniformity; comparability; relevance

1. INTRODUÇÃO

A essência da decisão econômica é a escolha entre possíveis percursos de ação que demanda a conscientização de alternativas e oportunidades. Desse modo, as informações financeiras devem simplificar as comparações necessárias para a tomada de decisão relacionada ao fornecimento de recursos à entidade. As decisões dos usuários envolvem escolhas entre alternativas e, se coisas semelhantes não são relatadas de maneira semelhante e coisas diferentes não são relatadas de maneira diferente, os usuários das informações financeiras se deparam com dificuldades na comparação das alternativas e na identificação de oportunidades para a tomada de decisão (American Institute of Certified Public Accountants [AICPA], 1973).

Por esse ângulo, conjectura-se a relevância da comparabilidade no modelo decisório dos usuários porque a principal finalidade da informação financeira no processo de tomada de decisão é ser base para a comparabilidade entre alternativas de alocação de capital (Ribeiro et al., 2016b). Por meio de informações financeiras, os usuários podem executar comparações e avaliações dos resultados de transações e eventos entre as empresas (AICPA, 1973). No que concerne ao processo decisório de investimento, os investidores avaliam as perspectivas de crescimento, risco e retorno das empresas e, com a comparação das oportunidades, realizam a alocação de capital (Chartered Financial Analyst [CFA], 2007).

Uma vez que a essência da decisão econômica é a escolha entre possíveis percursos de ação e a principal finalidade da informação financeira no modelo decisório é ser base para a comparabilidade entre alternativas de alocação de capital (AICPA, 1973; Ribeiro et al., 2016b), a comparabilidade é reconhecida como uma característica qualitativa de melhoria para a utilidade da decisão das informações financeiras pela Estrutura Conceitual para Relatórios Financeiros (Conceptual Framework for Financial Reporting) (International Accounting Standards Board - IASB, 2018a). A utilidade da comparabilidade para o processo decisório dos usuários pode ser prejudicada perante a confusão existente entre os conceitos de comparabilidade e uniformidade. Essa confusão é reconhecida na pesquisa de Cole et al. (2012) na qual 67% dos indivíduos entrevistados, dentre 426, interpretaram a comparabilidade como uniformidade, derivada da aplicação de métodos contábeis semelhantes.

A uniformidade é parcialmente compatível com a comparabilidade devido ao fato de contribuir para essa característica qualitativa de melhoria apenas em algumas situações (Simmons, 1967). A comparabilidade resultante da aplicação de tratamentos contábeis semelhantes para arranjos ou eventos econômicos distintos, ou seja, resultante da uniformidade, é identificada como superficial e reproduz um dos aspectos disfuncionais pela possível redução da utilidade das informações financeiras (Gordon & Gallery, 2012; Schipper, 2003; Zeff, 2007). A comparabilidade genuína ou profunda, contrária à superficial, depende do evento econômico e do mapeamento desse em relação à forma de tradução para a contabilidade. Isso posto, a uniformidade não representa uma das metas para os relatórios financeiros e pode ser relevante apenas na contribuição para o alcance da comparabilidade (Hendriksen, 1967).

Não obstante os possíveis benefícios da comparabilidade, essa não é responsável, de maneira individual, por maximizar a utilidade das demonstrações financeiras ou por tornar útil uma informação que não atenda às características qualitativas fundamentais de relevância e representação fidedigna. O Basis for Conclusions, seção que acompanha a Estrutura Conceitual, ressalta que as informações comparáveis podem não ser úteis para a tomada de decisão se não forem relevantes ou não representarem com fidedignidade o que propõem representar (IASB, 2018a, 2018b; Simmons, 1967). Schipper (2003) discute a possibilidade de um trade-off entre a comparabilidade e a capacidade preditiva, um dos aspectos da relevância que exprime a capacidade de fazer diferença na tomada de decisão dos usuários. O sacrifício da comparabilidade ante a priorização da capacidade preditiva (relevância) não é inconsistente com a Estrutura Conceitual (Schipper, 2003). Já a aplicação de tratamentos contábeis para a priorização da comparabilidade que não sejam ideais sob o ponto de vista da relevância é inconsistente por desrespeitar o papel secundário da comparabilidade ante a relevância (IASB, 2018a; Schipper & Vincent, 2003).

No que se refere às pesquisas que analisaram a relação entre a relevância e a comparabilidade, os resultados de Kim et al. (2018) indicaram uma relação positiva entre essas características perante a reação superior a uma notícia de lucros e aumento significativo do coeficiente de resposta de ganhos (earnings response coefficient - ERC) de janela curta para um nível alto de comparabilidade. Choi et al. (2019) identificaram uma interação positiva entre a comparabilidade e o coeficiente de resposta de ganhos futuros (future ERC - FERC), revelando que a comparabilidade resulta em uma melhor informatividade do preço das ações acerca de ganhos futuros.

Devido à confusão entre os conceitos de uniformidade e comparabilidade para os usuários das informações financeiras (Cole et al., 2012), questiona-se a “eficácia” da uniformidade quanto à utilidade da decisão mediante a relação dessa à característica qualitativa fundamental de relevância (Caylor et al., 2018). Segundo May (1938), a uniformidade, apesar de não representar uma meta por si só para os relatórios financeiros, consiste em um auxílio para a valorização das contas contábeis diante da ausência de confiança na discrição e nos julgamentos realizados na interpretação dos fatores relevantes.

Dadas a possível existência de trade-off entre a comparabilidade e a relevância (Schipper, 2003), a importância de considerar tanto a comparabilidade quanto a relevância nas pesquisas para maximizar a utilidade das demonstrações (Simmons, 1967) e as lacunas acerca da averiguação da “eficácia” da uniformidade por intermédio da relação dessa à relevância (Caylor et al., 2018) e acerca da análise do alcance da comparabilidade em detrimento da relevância (Schipper & Vincent, 2003), é apresentado o problema de pesquisa: qual é a relação entre a uniformidade, a comparabilidade e a relevância dos relatórios financeiros para o mercado de capitais brasileiro? O objetivo da pesquisa é analisar a relação entre as características de uniformidade e de comparabilidade e a característica qualitativa fundamental de relevância dos relatórios financeiros para o mercado de capitais brasileiro.

A maior parte das pesquisas de comparabilidade não visa à identificação da relevância da comparabilidade para o processo decisório e à verificação do alcance da comparabilidade em detrimento da relevância (Schipper & Vincent, 2003; Simmons, 1967). Dessa maneira, pretende-se contribuir para a linha de estudos que investiga a relevância, a uniformidade e a comparabilidade e identifica a “eficácia” da uniformidade quanto à utilidade da decisão (Caylor et al., 2018) e o alcance da comparabilidade em detrimento da relevância (Schipper & Vincent, 2003). Os achados desta pesquisa indicaram que a uniformidade não é relevante para o mercado de capitais brasileiro diante da possível produção de comparabilidade superficial. Ademais, revelaram que a comparabilidade é relevante, porém sua inclusão resultou em decréscimo no poder explicativo que pode indicar o alcance dessa característica em detrimento da relevância.

No que concerne à perspectiva prática, acredita-se que os resultados irão motivar a reflexão por parte dos órgãos reguladores acerca da confusão existente entre os conceitos de uniformidade e comparabilidade, mediante a análise dos comportamentos das variáveis e a indicação da relação entre a uniformidade e a relevância e acerca do atendimento às características de relevância e comparabilidade, indicando qual a relação entre a característica qualitativa de melhoria e a característica qualitativa fundamental sob o ponto de vista do mercado de capitais. Espera-se revelar se o mercado de capitais brasileiro considera a uniformidade e a comparabilidade dos relatórios financeiros relevantes para a tomada de decisões e se o respectivo mercado distingue a uniformidade e a comparabilidade para o processo de avaliação do valor de mercado das companhias.

2. REFERENCIAL TEÓRICO

2.1 Uniformidade e Comparabilidade

A comparabilidade representa uma característica qualitativa de melhoria das informações financeiras que proporciona maior utilidade às informações relevantes e fidedignas por meio da comparação de informações entre diferentes entidades e entre a mesma entidade em períodos distintos. Essa característica permite a identificação e o entendimento de semelhanças e diferenças entre os itens e, por isso, requer pelo menos dois itens (IASB, 2018a).

Por meio de um framework de comparabilidade, Gordon e Gallery (2012) distinguiram a comparabilidade em profunda, de superfície, não convergente e de diferenças intrínsecas. Enquanto a comparabilidade profunda é registrada quando eventos econômicos similares são reconhecidos sob o mesmo método contábil, a de superfície é registrada quando o mesmo método contábil é aplicado para eventos econômicos diferentes (Gordon & Gallery, 2012). Essa variedade de comparabilidade já foi apresentada por Schipper (2003) e Zeff (2007), respectivamente, como genuína e superficial. A comparabilidade também é discernida em não convergente, na qual métodos contábeis alternativos são empregados para eventos econômicos subjacentes similares, e de diferenças intrínsecas, na qual métodos contábeis alternativos são empregados para eventos econômicos subjacentes diferentes (Gordon & Gallery, 2012).

Uma vez que a interpretação primária de comparabilidade, realizada no Comitê Trueblood, é de que situações similares devem parecer similares e situações diferentes devem parecer diferentes (“like things look alike, and unlike things look different”), a comparabilidade de superfície e a não convergente são consideradas aspectos disfuncionais devido a uma possível redução da utilidade das comparações de informações financeiras, principalmente por não atenderem à essência da interpretação de comparabilidade (Trueblood, 1966, p. 189, tradução nossa). Já a comparabilidade profunda e a de diferenças intrínsecas auxiliam no alcance do objetivo da utilidade das informações financeiras para o processo decisório (Gordon & Gallery, 2012).

A comparabilidade superficial, registrada mediante a aplicação de tratamentos contábeis semelhantes para arranjos ou eventos econômicos distintos, é uma consequência da uniformização de procedimentos contábeis e pode ser resultante da confusão existente entre os conceitos de uniformidade e comparabilidade. Essa confusão é reconhecida na pesquisa de Cole et al. (2012), na qual 67% dos 426 indivíduos entrevistados interpretaram a comparabilidade como uniformidade derivada da aplicação de métodos contábeis semelhantes, e 31% consideraram que “a comparabilidade é alcançada quando todas as empresas podem aplicar um método contábil adaptado às suas circunstâncias únicas” (Cole et al., 2012, p. 125, tradução nossa). Isso posto, são primordiais a conceituação e a diferenciação desses conceitos, já que, apesar de convergentes em determinado grau, a comparabilidade não é uniformidade.

Simmons (1967) apresenta que a comparabilidade é o reflexo equivalente das circunstâncias econômicas individuais e tem o objetivo de relatar semelhanças como semelhanças e diferenças como diferenças. Já a uniformidade corresponde à ausência de variação na preparação e na apresentação das demonstrações financeiras quanto ao reflexo das circunstâncias econômicas entre duas ou mais empresas (Simmons, 1967).

Para Simmons (1967), a comparabilidade pode ser vista como uma meta dos relatórios financeiros, e a uniformidade é parcialmente compatível com essa meta por produzir comparabilidade em algumas situações, todavia não em todas. De maneira similar, Hendriksen (1967) argumenta que a uniformidade não é uma meta por si só para os relatórios financeiros, mas um meio de se obter comparabilidade entre as demonstrações de empresas, ou seja, a uniformidade pode ser relevante apenas na contribuição para a comparabilidade, posto que “o objetivo é comparabilidade, não uniformidade” (Hendriksen, 1967, p. 106, tradução nossa).

Segundo May (1938), apesar de a uniformidade não ser um objetivo, consiste em uma forma de auxílio para tornar a contabilidade mais valorizada, principalmente para leitores não qualificados. Ademais, May (1938) expõe que a uniformidade tem importância devido à ausência de confiança nos relatórios como uma interpretação de todos os fatores relevantes de acordo com o melhor julgamento de pessoas honestas e competentes.

Barth (2013) informa que enquanto a comparabilidade resulta em semelhanças e diferenças, a uniformidade resulta apenas em semelhanças. À vista disso, a uniformidade pode prejudicar a comparabilidade ao tornar semelhantes coisas que, quanto às circunstâncias econômicas, são diferentes. De forma exemplificativa, Barth (2013) considera a existência de uma regra contábil para edifícios que exija a depreciação linear, uma vida útil de 30 anos e um valor residual de 10%. Se essa regra fosse atendida, faria com que todos os edifícios se parecessem, mesmo que esses contenham diferenças de padrão de depreciação, vida útil e valor residual. Por consequência, haveria uniformidade sem comparabilidade, dado que as diferenças não seriam relatadas como diferenças, mas como semelhanças.

A uniformidade, além de poder suceder uma menor comparabilidade por relatar diferenças nas circunstâncias econômicas como semelhanças, desvaloriza a sinalização das escolhas contábeis realizadas pelos gestores e prejudica o progresso dos relatórios financeiros (Cole et al., 2012). Desse modo, depreende-se que, não obstante os termos uniformidade e comparabilidade sejam convergentes em determinado grau, a uniformidade não resulta necessariamente em comparabilidade, mas caracteriza-se como um meio para alcançá-la.

2.2 Relevância

A Estrutura Conceitual assume a abordagem da utilidade da decisão no objetivo do relatório financeiro de propósito geral acerca do fornecimento de informações financeiras que sejam úteis para investidores existentes e potenciais, emprestadores e outros credores na tomada de decisão relacionada ao fornecimento de recursos à entidade (IASB, 2018a; Scott, 2015).

Conforme Scott (2015, p. 82, tradução nossa), sob a teoria da decisão, a informação é uma “evidência que tem o potencial de afetar a decisão de um indivíduo”. Essa visão é congruente à característica qualitativa fundamental de relevância na qual as informações são consideradas relevantes se são capazes de fazer diferença na tomada de decisão dos usuários (IASB, 2018a). A investigação da relevância das informações financeiras mediante a utilidade da decisão caracteriza a área de pesquisa de value relevance que atribui relevância à informação financeira se essa apresentar associação prevista e significativa ao preço das ações (Barth et al., 2001; Holthausen & Watts, 2001).

Os trabalhos seminais de Ball e Brown (1968) e Beaver (1968) são pioneiros na área de value relevance (Kothari, 2001). Ball e Brown (1968), partindo da proposição da eficiência de mercado e por intermédio da decisão de investimento refletida no preço das ações, examinaram a utilidade do lucro líquido para investidores. O comportamento do preço das ações é utilizado para verificação da utilidade, já que, ante a proposição de eficiência de mercado, as informações financeiras úteis disponibilizadas proporcionam ajustes dos preços das ações. Os resultados da pesquisa revelaram que o lucro líquido é útil e, portanto, relevante para a tomada de decisão por estar relacionado ao preço das ações. Beaver (1968) avaliou o conteúdo informacional dos lucros percebido por investidores mediante a reação desses aos anúncios de lucros. A pesquisa partiu da premissa de que os lucros que detêm conteúdo informacional resultam em alterações na avaliação (preço das ações) e no comportamento (volume das ações) dos investidores. Os achados indicaram que o lucro detém conteúdo informacional, ou seja, que a divulgação dos relatórios de renda resulta em reações de preço e volume das ações.

Posto que a relevância representa uma característica qualitativa fundamental para a utilidade das informações financeiras e a comparabilidade representa uma característica qualitativa de melhoria responsável por proporcionar maior utilidade às informações relevantes e fidedignas, é possível uma relação entre a relevância e a comparabilidade (IASB, 2018a).

O Basis for Conclusions posiciona-se a respeito das críticas acerca da distinção entre características qualitativas fundamentais e de melhoria, ressaltando que as informações financeiras relevantes e fidedignas podem ser úteis, apesar de não atenderem às características de melhoria. Além disso, revela que, apesar de a comparabilidade ter sido considerada tão importante quanto a relevância e a representação fidedigna para o framework de 1989, essa é secundária, já que as informações comparáveis podem não ser úteis para a tomada decisão se não forem relevantes ou fidedignas (IASB, 2018b). Ou seja, as características qualitativas de melhoria, incluindo a comparabilidade, não podem tornar útil uma informação que não seja relevante ou fidedigna (IASB, 2018a).

Schipper (2003) discute a possibilidade de trade-off entre a comparabilidade e a capacidade preditiva, um dos aspectos da relevância, e declara que a priorização da capacidade preditiva pode sacrificar a comparabilidade. Já a priorização da comparabilidade, para Schipper e Vincent (2003), pode resultar em tratamentos não ideais sob o ponto de vista da relevância.

Simmons (1967) ressalta a importância das pesquisas em relação à investigação, tanto da comparabilidade quanto da relevância para a maximização da utilidade das demonstrações financeiras, dado que a comparabilidade, individualmente, não é responsável por maximizar a utilidade das demonstrações financeiras. Schipper e Vincent (2003) identificam a existência de uma lacuna quanto à análise do alcance da comparabilidade em detrimento da relevância.

No que diz respeito às pesquisas que abarcaram a relevância e comparabilidade simultaneamente, Kim et al. (2018) investigaram os contextos, reproduzidos por fatores específicos dos usuários relacionados à sofisticação dos investidores e assimetria informacional, sob os quais a força de associação entre a comparabilidade e a relevância é aprimorada, ou seja, sob os quais a comparabilidade proporciona um aumento da relevância. Para a relevância, utilizou-se o ERC de janela curta como medida da utilidade da informação e, para a comparabilidade, utilizaram-se adaptações da medida de DeFranco et al. (2011).

Kim et al. (2018) identificaram uma relação positiva entre a comparabilidade e a relevância mediante a reação superior a uma unidade de notícia de lucros e aumento significativo do ERC para um nível alto de comparabilidade. Essa relação é mais forte para empresas com maior sofisticação dos investidores e menor assimetria informacional. Ademais, averiguaram que a magnitude dos ajustes das previsões dos analistas acerca do desempenho futuro é positivamente relacionada à comparabilidade, e essa relação é mais pronunciada para uma maior sofisticação dos investidores e menor assimetria informacional.

Choi et al. (2019), para examinar se a comparabilidade impacta a informatividade dos preços das ações acerca de ganhos futuros, presumiram que as demonstrações contábeis mais comparáveis tornam os preços das ações mais informativos, visto que auxiliam os investidores na avaliação do status relativo e desempenho das empresas quanto aos pares e na avaliação da maneira de tradução dos eventos econômicos para os números contábeis. A informatividade foi medida por intermédio do FERC, que permite analisar quão bem os preços atuais ou retornos das ações, que exprimem as expectativas do mercado, antecipam a realização de lucros futuros. Já para a comparabilidade aplicaram-se adaptações à medida de DeFranco et al. (2011).

Os resultados de Choi et al. (2019) relataram que a comparabilidade proporciona melhor informatividade do preço das ações sobre lucros futuros e melhor antecipação das notícias de lucros futuros. A pesquisa aponta que a comparabilidade permite melhor reflexão dos lucros específicos das empresas nos preços de ações em relação aos lucros setoriais ou de mercado e maior número de informações específicas das empresas retratada nos preços das ações. Dessa maneira, Choi et al. (2019) reconhecem que a comparabilidade resulta em melhor tomada de decisão quanto à alocação de capital e em menor custo de coleta e processamento de informações específicas da empresa.

2.3 Desenvolvimento das Hipóteses da Pesquisa

A presente pesquisa conjectura que a comparabilidade proporciona um aperfeiçoamento na relevância, posto que a relevância é fundamental para a utilidade dos relatórios financeiros e a comparabilidade é responsável por melhorar a respectiva utilidade. Ou seja, a comparabilidade possibilitaria maior relevância para atingir maior utilidade dos relatórios financeiros (IASB, 2018a). Além disso, as pesquisas de Choi et al. (2019) e Kim et al. (2018) indicaram relação positiva entre a comparabilidade e a relevância e revelaram que a comparabilidade permite um melhor entendimento e avaliação do desempenho financeiro das empresas em relação aos pares, assim como inferências mais adequadas acerca de como os eventos econômicos são traduzidos em números nas demonstrações financeiras.

Devido à confusão entre os conceitos de uniformidade e comparabilidade para os usuários das informações financeiras, torna-se pertinente a investigação da “eficácia” da uniformidade quanto à utilidade da decisão mediante a relação dessa à característica qualitativa de relevância (Caylor et al., 2018). Embora May (1938) apresente que a uniformidade torna as contas mais valiosas, esta pesquisa conjectura que a uniformidade é negativamente relacionada à relevância devido à ausência de variação na preparação e na apresentação das demonstrações financeiras resultar em tratamentos semelhantes para circunstâncias econômicas distintas, prejudicando a comparabilidade e a utilidade da decisão dos usuários para a alocação de capital. Pressupõe-se que a uniformidade, diferentemente da comparabilidade, dificulta a avaliação do desempenho relativo das empresas aos pares de mesma classificação setorial por não permitir aos investidores identificar se as diferenças dos desempenhos das empresas originam-se de diferenças do mapeamento de eventos econômicos subjacentes ou de diferenças dos fundamentos econômicos (Choi et al., 2019).

Não obstante a conjectura de que a uniformidade é negativamente relacionada à relevância, a presente pesquisa pressupõe que a uniformidade se torna positivamente relacionada à relevância quando contribui para a comparabilidade. Hendriksen (1967, p. 106, tradução nossa) apresenta que a uniformidade não corresponde a uma meta dos relatórios financeiros e “pode ser relevante apenas na medida em que possa contribuir para a obtenção da comparabilidade”, e Simmons (1967) revela que a comparabilidade representa a meta dos relatórios financeiros e a uniformidade é parcialmente compatível com essa meta por produzir comparabilidade em algumas situações, todavia não em todas. Isso posto, a hipótese da pesquisa é que a comparabilidade dos relatórios financeiros proporciona maior relevância para o mercado de capitais brasileiro e a uniformidade dos relatórios financeiros proporciona maior relevância apenas quando contribuinte para a comparabilidade. As hipóteses operacionais são:

H₁: a uniformidade dos relatórios financeiros das companhias em relação aos pares de mesma classificação setorial é negativamente relacionada à relevância para o mercado de capitais brasileiro.

H₂: a uniformidade dos relatórios financeiros das companhias em relação aos pares de mesma classificação setorial é positivamente relacionada à relevância para o mercado de capitais brasileiro quando contribuinte para a comparabilidade.

H₃: a comparabilidade dos relatórios financeiros das companhias em relação aos pares de mesma classificação setorial é positivamente relacionada à relevância para o mercado de capitais brasileiro.

A investigação das hipóteses busca o preenchimento de lacunas de pesquisa apresentadas por Caylor et al. (2018) a respeito da averiguação da “eficácia” da uniformidade por intermédio da relação dessa à característica qualitativa de relevância, e por Simmons (1967) e Schipper e Vincent (2003) quanto, respectivamente, à investigação tanto da comparabilidade quanto da relevância para a maximização da utilidade das demonstrações financeiras e à análise do alcance da comparabilidade em detrimento da relevância.

3. PROCEDIMENTOS METODOLÓGICOS

3.1 Modelos da Pesquisa

3.1.1 Uniformidade

A uniformidade é detectada por meio da medida de covariação dos lucros que captura semelhanças dos lucros sem reverenciar as semelhanças dos eventos econômicos e da economia subjacente (Lang et al., 2010; Ribeiro et al., 2016b). Para a medição da uniformidade sob a covariação dos lucros é necessária a estimação de uma regressão da série temporal dos lucros de uma companhia em função da série temporal dos lucros de outra companhia (equação 1) pertencente à mesma classificação setorial (Ribeiro et al., 2016b),

$${Lucro}_{it}={\Phi }_{0ij}+{\Phi }_{1ij}{Lucro}_{jt}+{\epsilon }_{ijt}$$ (1)

em que Lucro_it é o lucro líquido não consolidado da companhia i para o trimestre t, Lucro_jt é o lucro líquido não consolidado da companhia j para o trimestre t, $${\Phi }_{0ij}$$ é o intercepto e $${\Phi }_{1ij}$$ é o coeficiente de inclinação da variável Lucro_jt.

A medida de uniformidade de covariação dos lucros é traduzida por intermédio do coeficiente de determinação da regressão (R²) da série temporal dos lucros da companhia i em função da série temporal dos lucros da companhia j. A interpretação é realizada de maneira que, quanto maior o R² da regressão, maior é a uniformidade entre as companhias i e j. A estimação da regressão compreende, similarmente à DeFranco et al. (2011), os últimos 16 trimestres (quatro anos).

Dado que a medida de uniformidade (R²) da equação 1 reproduz uma medida relativa, ou seja, uniformidade da companhia i em relação à companhia j, são apurados os coeficientes de determinação para as diferentes combinações possíveis de pares de companhias pertencentes à mesma classificação setorial. A uniformidade individual é retratada pela média dos coeficientes de determinação estimados dos possíveis pares de companhias (equação 2),

$${UNIFM}_{it}=\frac{\sum {R²}_{ijt}}{n}$$ (2)

em que UNIFM_it é a medida de uniformidade individual média da companhia i em relação às companhias pares de mesma classificação setorial para o período t, R²_ijt é a medida de uniformidade relativa de cada par de companhias pertencentes à mesma classificação setorial para o período t e n é o número de combinações pares possíveis da companhia i em relação às companhias pertencentes à mesma classificação setorial.

3.1.2 Comparabilidade

A comparabilidade é identificada por meio da medida de similaridade da função contábil proposta por DeFranco et al. (2011) com adaptações já utilizadas nas pesquisas de Reina et al. (2019), Ribeiro et al. (2016a, 2016b) e Yip e Young (2012). Essa medida é adotada por viabilizar a coleta de dados para o período de análise e por estar fundamentada em output que não exige, diferentemente de medidas fundamentadas em input, seleção e ponderação de escolhas contábeis. Fields et al. (2001) abordam a existência de múltiplas escolhas quanto aos métodos contábeis e ressaltam que a investigação de uma única escolha pode obscurecer o efeito geral de um portfólio de escolhas contábeis. Gross e Perotti (2017) apresentam quatro benefícios para as medidas baseadas em output em relação às baseadas em input: maior relevância para os usuários, uma vez que o foco é o output; maior objetividade, por não requisitarem seleção e ponderação de inputs; maior facilidade de aplicação, devido à disponibilidade de dados; e maior precisão da medição da comparabilidade com o controle da similaridade dos eventos econômicos.

Dessa maneira, a medida de similaridade da função contábil reflete melhor a ponderação das escolhas contábeis utilizadas pelas empresas ao calcular os ganhos, permite a coleta de dados de um maior conjunto de escolhas contábeis por utilizar dados financeiros e de retorno que estão disponíveis publicamente, é mais relevante para os usuários e mais precisa para a medição da comparabilidade (DeFranco et al., 2011; Gross & Perotti, 2017).

A medida de similaridade da função contábil de DeFranco et al. (2011) parte da definição de um sistema contábil, como o mapeamento de eventos econômicos para as demonstrações financeiras, e considera sistemas contábeis comparáveis quando, para um dado conjunto de eventos econômicos, são apresentadas demonstrações financeiras semelhantes.

A primeira etapa para a medida de comparabilidade corresponde à estimação da função contábil de cada companhia. Do mesmo modo que Reina et al. (2019), Ribeiro et al. (2016a, 2016b) e Yip e Young (2012), a equação 3 apresenta algumas adaptações: a substituição da utilização do lucro líquido trimestral antes de itens extraordinários (operacional) por lucro líquido, visto que o último é amplamente disponível e mais abrangente em relação às escolhas contábeis, e a substituição do valor de mercado por ativo para deflacionar o lucro líquido. Os autores supracitados indicam que essas adaptações não produziram viés em relação à medida original proposta por DeFranco et al. (2011). Entretanto, alerta-se para o fato de que poderia utilizar a base do lucro operacional líquido sobre os ativos ao invés do lucro líquido sobre os ativos, haver diferenças nos resultados. A estimação da função contábil individual considera, similarmente à medida de DeFranco et al. (2011), os últimos 16 trimestres (quatro anos),

$${ROA}_{it}={\alpha }_i+{{\beta }_{i}Retorno}_{it}+{\epsilon }_{it}$$ (3)

em que ROA_it é a relação entre o lucro líquido trimestral e o ativo total do final do exercício não consolidados da companhia i para o trimestre t, Retorno_it é o retorno médio acionário trimestral da companhia i para o trimestre t, calculado sobre o preço de fechamento das ações e ajustado por proventos, incluindo dividendos, α_i é o intercepto e β_i é o coeficiente de inclinação da variável Retorno_it .

Devido à comparabilidade ser uma medida de “proximidade” das funções contábeis, após a estimação dos parâmetros individuais, é necessário estimar o ROA para duas companhias pertencentes à mesma classificação setorial, considerando que essas tenham experimentado eventos econômicos semelhantes e, portanto, apresentem o mesmo retorno acionário,

$${E\left(ROA\right)}_{iit}={\widehat{\alpha }}_i+{{\widehat{\beta }}_{i}Retorno}_{it}$$ (4)

$${E\left(ROA\right)}_{ijt}={\widehat{\alpha }}_j+{{\widehat{\beta }}_{j}Retorno}_{it}$$ (5)

em que E(ROA)_iit é o ROA previsto da companhia i com os parâmetros individuais da função contábil da companhia i e o retorno da companhia i para o trimestre t e E(ROA)_ijt é o ROA previsto da companhia j com os parâmetros individuais da função contábil da companhia j e o retorno da companhia i para o trimestre t.

Por conseguinte, a comparabilidade contábil é traduzida pelo valor negativo da diferença absoluta média dos ROAs previstos das companhias i e j. A interpretação da medida de comparabilidade de DeFranco et al. (2011) é realizada de maneira que os maiores valores indicam maior comparabilidade contábil para os pares de companhias pertencentes ao mesmo setor. Para produzir essa interpretação, a média da distância dos resultados apurados para os ROAs estimados das companhias i e j nas equações 4 e 5 deve ser multiplicada por -1,

$${Comp}_{ijt}=-\frac{1}{16}\times \sum _{t-15}^t\left|E\left({ROA}_{iit}\right)-E\left({ROA}_{ijt}\right)\right|$$ (6)

em que Comp_ijt é a medida de comparabilidade relativa da companhia i com base na companhia j para o período t.

Uma vez que a medida de comparabilidade da equação 6 representa uma medida relativa, ou seja, comparabilidade da companhia i em relação à companhia j, são computadas as medidas de comparabilidade para as diferentes combinações possíveis de pares de companhias pertencentes à mesma classificação setorial e a comparabilidade individual pela média das distâncias entre estas companhias (equação 7),

$${COMPM}_{it}=\frac{\sum {Comp}_{ijt}}{n}$$ (7)

em que COMPM_it é a medida de comparabilidade individual média da companhia i em relação às companhias pares de mesma classificação setorial para o período t, Comp_ijt é a medida de comparabilidade relativa de cada par de companhias pertencentes à mesma classificação setorial para o período t e n é o número de combinações pares possíveis da companhia i em relação às companhias pertencentes à mesma classificação setorial.

3.1.3 Relevância

Para atendimento ao objetivo geral e para a investigação das hipóteses, são propostos quatro modelos de relevância sob a perspectiva da utilidade da decisão (IASB, 2018a; Scott, 2015) que caracteriza a área de value relevance na qual uma informação financeira é considerada relevante para o mercado de capitais quando está significativamente relacionada ao preço das ações (Barth et al., 2001; Beaver, 2002; Holthausen & Watts, 2001). Os trabalhos seminais de Ball e Brown (1968) e Beaver (1968) utilizaram a alteração do preço das ações para identificar a utilidade e o conteúdo informacional das informações financeiras.

O modelo de avaliação reiteradamente aplicado na pesquisa de value relevance é apresentado por Ohlson (1995), o qual retrata o valor de mercado das ações por intermédio de uma função linear do valor contábil do patrimônio líquido e valor presente dos lucros anormais futuros esperados. O respectivo modelo, derivado da avaliação de renda residual e avaliação de dividendos, parte da premissa de excedente limpo e é adaptado por Collins et al. (1997) para remover o termo que desconta os lucros, já que esse não melhora significativamente o poder explicativo (Barth et al., 2001; Beaver, 2002; Collins et al., 1997; Ohlson, 1995).

As equações 8 a 11 são baseadas no modelo de Ohlson (1995) adaptado por Collins et al. (1997) e empregam o preço da ação como variável dependente e o patrimônio líquido e resultado líquido como variáveis de controle. Para a variável dependente, é considerado o preço das ações três meses após o final do exercício das companhias, a fim de certificar-se da divulgação das demonstrações financeiras, visto que nesse período essas são divulgadas e as informações integram o preço da ação e, por conseguinte, o valor de mercado (Barth, 1994),

$$P_{it}={\alpha }_0+{{\beta }_{1}PL}_{it}+{{\beta }_{2}RL}_{it}+{\epsilon }_{it}$$ (8)

$$P_{it}={\alpha }_0+{{\beta }_{1}PL}_{it}+{{\beta }_{2}RL}_{it}+{{\beta }_{3}UNIFM}_{it}{+\epsilon }_{it}$$ (9)

$$P_{it}={\alpha }_0+{{\beta }_{1}PL}_{it}+{{\beta }_{2}RL}_{it}+{{\beta }_{3}UNIFMxCOMPM}_{it}{+\epsilon }_{it}$$ (10)

$$P_{it}={\alpha }_0+{{\beta }_{1}PL}_{it}+{{\beta }_{2}RL}_{it}+{{\beta }_{3}COMPM}_{it}{+\epsilon }_{it}$$ (11)

em que α é o intercepto, β é o coeficiente de inclinação da variável independente, P_it é o preço da ação da companhia i três meses após o final do exercício t, PL_it é o patrimônio líquido não consolidado do final do exercício dividido pelo número de ações da companhia i para o período t, RL_it é o resultado líquido não consolidado do final do exercício dividido pelo número de ações da companhia i para o período t, UNIFM_it é a medida de uniformidade individual média de cada companhia em relação às companhias pares de mesma classificação setorial para o período t, COMPM_it é a medida de comparabilidade individual média de cada companhia em relação às companhias pares de mesma classificação setorial para o período t e ε_it é o erro.

As hipóteses H₁, H₂ e H₃ são analisadas por meio da significância estatística e, posteriormente, do sinal do coeficiente das variáveis explicativas: uniformidade (equação 9), multiplicativa uniformidade e comparabilidade (equação 10) e comparabilidade (equação 11). Para mais, os poderes explicativos das equações 9 a 11 são comparados ao poder explicativo da equação 8, que não inclui as variáveis explicativas.

3.2 Levantamento da Amostra e Coleta de Dados

Para seleção da amostra inicial da pesquisa, são consideradas as companhias de capital aberto listadas na B3 S.A. - Brasil, Bolsa, Balcão (B3) pertencentes a setores com a classificação North American Classification System (NAICS) Nível 2 que abrangem pelo menos duas companhias. O Nível 2 do NAICS já foi empregado em estudos de comparabilidade de setores (DeFranco et al., 2011; Lang et al., 2010; Reina et al., 2019; Ribeiro et al., 2016ª, 2016b; Yip & Young, 2012). Posteriormente à eliminação de 16 Setores NAICS Nível 2 por incluírem apenas uma companhia (16 companhias) e à eliminação de quatro companhias devido à ausência de classificação setorial, a amostra inicial é constituída de 41 Setores NAICS Nível 2 e 332 companhias.

Os dados secundários da amostra inicial foram coletados no software Economatica^® para o período de 2010 a 2018, porém a uniformidade, a comparabilidade e, consequentemente, a relevância dessas variáveis foram analisadas para os períodos de 2013 a 2018, visto que as medidas de uniformidade e comparabilidade adaptadas de DeFranco et al. (2011) e Lang et al. (2010) consideram os 16 últimos trimestres (quatro anos) para a estimação das regressões.

Similarmente à Ribeiro et al. (2016ª, 2016b), a uniformidade e a comparabilidade são calculadas individualmente para as companhias, ou seja, sem consideração ao grupo econômico. Por conseguinte, as variáveis da presente pesquisa, incluindo aquelas dos modelos de value relevance, são representadas por valores não consolidados. É importante ressaltar que, para as variáveis de retorno médio acionário trimestral e preço da ação, são priorizadas as ações ordinárias e, apenas na ausência dessas, são utilizadas as ações preferenciais das companhias.

A impossibilidade de cálculo para a uniformidade, resultante da ausência de lucro líquido trimestral no software Economatica^®, sucedeu a eliminação de 27 companhias e dois setores. Já a impossibilidade de cálculo para a comparabilidade, resultante da ausência de ROA e/ou retorno médio acionário trimestral, sucedeu a eliminação de 175 companhias e oito setores. Dessa maneira, a amostra final para a uniformidade é constituída de 305 companhias pertencentes a 39 setores e para a comparabilidade é constituída de 157 companhias pertencentes a 33 setores.

A ausência de valor para a uniformidade proveniente da impossibilidade de cálculo acarretou a exclusão de 113 observações e a ausência de preço da ação acarretou a exclusão de 493 observações. Isso posto, a amostra para a relevância da uniformidade é constituída de 1.224 observações representadas por 246 companhias (equação 9).

Uma vez que todas as observações que incluem valores para a comparabilidade contêm, simultaneamente, valores para a uniformidade, a amostra para a relevância da uniformidade quando contribuinte para a comparabilidade (equação 10) e a amostra para a relevância da comparabilidade (equação 11) são similares. A ausência de valor para a comparabilidade, proveniente da impossibilidade de cálculo, acarretou a exclusão de 1.066 observações. As 764 observações resultantes apresentaram montante para a variável dependente preço da ação. Portanto, a amostra para a relevância da uniformidade quando contribuinte para a comparabilidade (equação 10) e a amostra para a relevância da comparabilidade (equação 11) são constituídas de 764 observações representadas por 157 companhias.

3.3 Abordagem Estatística

A análise das hipóteses da pesquisa é realizada por intermédio da abordagem estatística de modelos de regressão para dados em painel. O painel proposto é identificado como curto e desbalanceado (Fávero et al., 2014). As análises estatísticas para o período de 2013 a 2018 foram implementadas mediante o software Stata^®.

As estatísticas descritivas das variáveis UNIFM e COMPM e das variáveis dos modelos de relevância sugeriram a presença de outliers, principalmente diante das distâncias consideráveis entre mínimo e máximo. Dessa forma, previamente às análises estatísticas seguintes, aplicou-se o tratamento multivariado, produzido por Hadi (1992), para identificação de outliers dos dados. Os outliers são excluídos das análises e resultados estatísticos da presente pesquisa para que os dados discrepantes não comprometam os resultados.

Anteriormente a qualquer estimação, analisou-se o comportamento da variação das variáveis ao longo do tempo para um respectivo indivíduo (variação within) e entre indivíduos para cada cross-section (variação between). Percebeu-se que a variância between é maior do que a variância within tanto para a variável dependente quanto para as variáveis explicativas. Ou seja, a estimação por efeitos fixos não é apropriada e os resultados do diagnóstico preliminar da variância sinalizam uma maior adequação da estimação por efeitos aleatórios.

Posteriormente, foram aplicados os testes Lagrange Multiplier (LM) de Breusch-Pagan, Chow e Hausman para identificar o modelo de dados em painel mais adequado à presente pesquisa. Os resultados dos p-valores dos testes revelaram maior adequação e robustez do modelo de efeitos aleatórios para todas as equações, o que corrobora o diagnóstico preliminar. É importante ressaltar que as regressões são estimadas com a opção de erros-padrão robustos clusterizados por indivíduo para limitar problemas de heterocedasticidade (Hoechle, 2007).

4. APRESENTAÇÃO E ANÁLISE DOS RESULTADOS

4.1 Estatísticas Descritivas

A Tabela 1 apresenta as estatísticas descritivas para as variáveis UNIFM e COMPM.

Tabela 1
Estatísticas descritivas para as variáveis uniformidade individual média (UNIFM) e comparabilidade individual média (COMPM)

Período	2013	2014	2015	2016	2017	2018	Geral
UNIFM
N	267	277	281	286	287	287	1.685
Média	0,11061	0,11497	0,12156	0,12526	0,11781	0,10896	0,11659
Desvio-padrão	0,06931	0,07471	0,08503	0,09143	0,07967	0,07628	0,07994
Mínimo	0,00137	0,00054	0,00214	0,00105	0,0032	0,00219	0,00054
Máximo	0,40832	0,42368	0,40856	0,44887	0,43769	0,42311	0,44887
COMPM
N	109	109	110	111	123	119	681
Média	-2,97079	-3,71166	-3,20032	-3,79132	-3,65527	-3,39488	-3,45793
Desvio-padrão	2,54033	2,89171	2,18009	2,96032	2,73787	2,64924	2,67959
Mínimo	-12,71556	-13,34296	-11,14165	-13,2578	-13,97874	-13,82101	-13,97874
Máximo	-0,48729	-0,56217	-0,58505	-0,19852	-0,17546	-0,2871	-0,17546

• Fonte: Elaborada pelas autoras.

A média da variável UNIFM é relativamente próxima àquela da pesquisa de Ribeiro et al. (2016b). Na respectiva pesquisa, a medida de covariação dos lucros apresentou média de 0,145 para o período de análise de 2004 a 2012. Já para a pesquisa de Lang et al. (2010), registraram-se as médias de 0,358 para as companhias não adotantes das International Financial Reporting Standards (IFRS) e de 0,364 para as companhias adotantes das IFRS. Tal qual já apontado por Ribeiro et al. (2016b), a média da uniformidade em âmbito internacional é mais de três vezes superior à média brasileira.

No que se refere à análise das estatísticas descritivas por período, percebe-se, por meio da média, relativa estabilidade da variável UNIFM. Não obstante a relativa estabilidade, identifica-se, para a variável UNIFM, pequena tendência de crescimento de 2013 a 2016 e pequena tendência de queda a partir de 2016. Repara-se que a variável UNIFM apresentou médias superiores para o período de recessão econômica no Brasil (2014 a 2016) em relação ao período de 2013. A maior média é registrada em 2016. Isso pode ser justificado por ser possível uma maior semelhança nas variações dos lucros - aspecto capturado na medida de covariação dos lucros de Lang et al. (2010) - para períodos de recessão econômica, uma vez que a influência negativa é percebida similarmente para todo o mercado de capitais, principalmente para pares de companhias pertencentes à mesma classificação setorial.

A média da variável COMPM é inferior às médias apresentadas nas pesquisas de Ribeiro et al. (2016b) e Reina et al. (2019) de, respectivamente, -2,634 e -1,09. Lang et al. (2010) identificaram comparabilidade individual média de -0,310 para as companhias não adotantes das IFRS e -0,184 para as companhias adotantes das IFRS.

Nas pesquisas de Choi et al. (2019), DeFranco et al. (2011) e Kim et al. (2018), a comparabilidade também é mensurada pela similaridade da função contábil. Todavia, ao passo que a comparabilidade individual desta pesquisa é reconhecida por intermédio da média das medidas de comparabilidade relativa, a das pesquisas expostas anteriormente é retratada por intermédio da mediana das medidas de comparabilidade relativa. Logo, é importante atentar nas diferenças metodológicas para comparação do resultado da variável COMPM aos resultados das respectivas pesquisas. As médias da comparabilidade individual apresentadas por DeFranco et al. (2011), Kim et al. (2018) e Choi et al. (2019) são, respectivamente, -2,5, -2,316 e -1,711, ou seja, superiores à média da variável COMPM da presente pesquisa (-3,45793).

A média da variável COMPM é próxima à apontada na pesquisa de Caylor et al. (2018), de -3,64 para o período de análise de 2000 a 2016. Porém, não se identificou a metodologia para cálculo da comparabilidade individual em relação à comparabilidade relativa.

A respeito da análise das estatísticas descritivas por período, constatam-se, por meio da média, declínios de 2013 a 2014 e de 2015 a 2016 e crescimentos de 2014 a 2015 e de 2016 a 2018. O declínio da média da comparabilidade individual de 2013 a 2014 e o crescimento de 2014 a 2015 também são registrados na pesquisa de Reina et al. (2019).

Não obstante os crescimentos da variável COMPM, percebe-se, mediante a Tabela 1, a redução da respectiva variável para o período de análise (2013 a 2018) ao designar 2013 como parâmetro. Possível explicação para essa percepção, unida à inferioridade da média da variável COMPM em relação às pesquisas de Reina et al. (2019) e Ribeiro et al. (2016b), é o período de análise incorporar a recessão econômica registrada de 2014 a 2016 no Brasil. A recessão pode ter impactado a comparabilidade devido à medida de similaridade da função contábil utilizar o retorno médio acionário das companhias que provavelmente sensibilizou-se à recessão econômica (Ribeiro et al., 2016a). Ademais, é possível a influência da recessão econômica sobre as circunstâncias econômicas individuais das companhias e, consequentemente, sobre o reflexo dessas circunstâncias, que representa a comparabilidade (Simmons, 1967).

A média da variável COMPM apresentou pequeno crescimento de 2016 a 2018, períodos posteriores à recessão econômica; no entanto, ainda se mostrou inferior à registrada em 2013. A permanência da inferioridade da média de COMPM quanto ao parâmetro de 2013 pode estar relacionada à lenta recuperação da recessão econômica do Brasil (Graner, 2020).

A análise simultânea das estatísticas descritivas das variáveis UNIFM e COMPM sinaliza a presença de diferenças nos comportamentos das variáveis, já que, por exemplo, 2016 registra a maior média para a variável UNIFM (0,12526) e, ao contrário, a menor média para a variável COMPM (-3,79132) (Tabela 1), e, ao passo que a tendência da variável UNIFM a partir de 2016 é de queda, a tendência da variável COMPM é de crescimento para período semelhante. Ademais, em relação ao parâmetro de 2013, para o período de recessão econômica do Brasil (2014 a 2016), a variável UNIFM apresenta médias superiores e a variável COMPM apresenta médias inferiores. Ou seja, é provável que a influência da recessão econômica seja distinta para as duas variáveis. Ribeiro et al. (2016b) depreendem diferenças estatisticamente significantes entre o comportamento da uniformidade e da comparabilidade para o período de 2005 a 2012.

A diferença nos comportamentos das variáveis retrata a distinção conceitual entre a uniformidade e a comparabilidade e, complementarmente, reflete a distinção entre as próprias medidas. A medida de covariação dos lucros captura semelhanças nos lucros sem considerar a semelhança dos eventos econômicos (Lang et al., 2010; Ribeiro et al., 2016b). Já a medida de similaridade da função contábil parte da concepção da semelhança dos eventos econômicos e do reflexo equivalente das circunstâncias econômicas (DeFranco et al., 2011; Simmons, 1967).

4.2 Relevância da Uniformidade e da Comparabilidade

A Tabela 2 expõe as estatísticas descritivas para as variáveis dos modelos de relevância.

Tabela 2
Estatísticas descritivas das variáveis dos modelos de relevância

Variável	N	Média	Desvio-padrão	Mínimo	Máximo
$$P_{it}={\alpha }_0+{{\beta }_{1}PL}_{it}+{{\beta }_{2}RL}_{it}+{{\beta }_{3}UNIFM}_{it}{+\epsilon }_{it}$$ (equação 9)
P	1.051	13,67829	11,39947	0,00391	61,10815
PL	1.051	11,19948	11,96531	-41,22084	66,10306
RL	1.051	0,82223	2,01765	-7,70807	10,54925
UNIFM	1.051	0,12377	0,09509	0,00054	0,54339
$$P_{it}={\alpha }_0+{{\beta }_{1}PL}_{it}+{{\beta }_{2}RL}_{it}+{{\beta }_{3}UNIFMxCOMPM}_{it}{+\epsilon }_{it}$$ (equação 10)
P	617	13,52538	10,24952	0,00391	61,10815
PL	617	11,46452	10,92514	-41,22084	58,58801
RL	617	0,8471	1,85694	-7,70807	7,69407
UNIFM×COMPM	617	-0,40024	0,39386	-2,28104	-0,00037
$$P_{it}={\alpha }_0+{{\beta }_{1}PL}_{it}+{{\beta }_{2}RL}_{it}+{{\beta }_{3}COMPM}_{it}{+\epsilon }_{it}$$ (equação 11)
P	605	13,49111	10,08761	0,00391	57,33266
PL	605	11,54259	10,64398	-16,7191	58,58801
RL	605	0,8432	1,85022	-7,70807	7,69407
COMPM	605	-3,34111	2,67319	-16,08592	-0,17546

• Fonte: Elaborada pelas autoras.

Mediante a Tabela 2, nota-se que a média é inferior ao desvio-padrão (DP) para a variável PL na equação 9 e para a variável RL nas equações 9 a 11. A despeito da exclusão dos outliers na apresentação das estatísticas descritivas, são registrados altos DP, principalmente para as variáveis P e PL, e distâncias expressivas entre o mínimo e o máximo, principalmente para as variáveis P, PL e RL.

Previamente à realização das regressões para dados em painel, é primordial examinar a matriz de correlação das variáveis para detectar indícios de presença de multicolinearidade. A respectiva matriz apresenta evidências estatísticas da possível ausência de multicolinearidade devido às correlações entre as variáveis explicativas não ultrapassarem 0.8, parâmetro apresentado por Fávero et al. (2014). Tal qual hipotetizado na pesquisa, a variável UNIFM correlaciona-se negativamente à variável P (p-valor -0,0353) e as variáveis UNIFM×COMPM (p-valor 0,0406) e COMPM (p-valor 0,0097) correlacionam-se positivamente à variável P, porém essas correlações não são significativas.

Os resultados das equações 8 e 9 para a análise da H1 são revelados na Tabela 3.

Tabela 3
Resultados da regressão (relevância UNIFM)

$$P_{it}={\alpha }_0+{{\beta }_{1}PL}_{it}+{{\beta }_{2}RL}_{it}+{{\beta }_{3}UNIFM}_{it}{+\epsilon }_{it}$$ (equação 9)				$$P_{it}={\alpha }_0+{{\beta }_{1}PL}_{it}+{{\beta }_{2}RL}_{it}+{\epsilon }_{it}$$ (equação 8)
Variável	Coeficiente	Estatística Z	p-valor	Variável	Coeficiente	Estatística Z	p-valor
Painel A				Painel A
PL	0,06645	1,30	0,193	PL	0,06635	1,30	0,195
RL	0,93725	3,86	0,000	RL	0,93624	3,85	0,000
UNIFM	-2,01035	-0,72	0,473
Constante	12,79787	12,23	0,000	Constante	12,55205	13,80	0,000
Painel B				Painel B
R² within	0,0400	Wald chi2	21,65	R² within	0,0399	Wald chi2	19,79
R² between	0,0647	Prob > chi2	0,0001	R² between	0,0626	Prob > chi2	0,0001
R² overall	0,0912	N	1.051	R² overall	0,0891	N	1.051

• Fonte: Elaborada pelas autoras.

O poder explicativo da equação 9 aponta que 9,12% da variabilidade de preço da ação é explicada pela variabilidade conjunta das variáveis explicativas. Ademais, o p-valor da estatística Z de Wald atesta a significância estatística para o modelo de dados em painel e sugere que pelo menos um dos coeficientes das variáveis independentes é significativo ao nível de 1%. No tocante às variáveis de controle do modelo de avaliação de Ohlson (1995), com adaptações de Collins et al. (1997), o PL não se mostrou significante e, em contrapartida, o RL mostrou-se significante ao nível de 1% e positivamente relacionado ao preço da ação. A variável explicativa de interesse (UNIFM) não se mostrou significante e, por conseguinte, rejeita-se a H₁.

Ainda que a variável UNIFM não seja relevante para o mercado de capitais brasileiro, a comparação do R² overall das equações 8 e 9 na Tabela 3 possibilita identificar o poder explicativo incremental de 0,21 pontos percentuais com a adição da variável UNIFM. Similarmente à equação 9, para a equação 8, a variável PL não se mostrou significante e a variável RL mostrou-se significante ao nível de 1% e positivamente relacionada ao preço da ação.

Os resultados das equações 8 e 10 para a análise da H₂ são relatados na Tabela 4.

Tabela 4
Resultados da regressão (relevância UNIFM×COMPM)

$$P_{it}={\alpha }_0+{{\beta }_{1}PL}_{it}+{{\beta }_{2}RL}_{it}+{{\beta }_{3}UNIFMxCOMPM}_{it}{+\epsilon }_{it}$$ (equação 10)				$$P_{it}={\alpha }_0+{{\beta }_{1}PL}_{it}+{{\beta }_{2}RL}_{it}+{\epsilon }_{it}$$ (equação 8)
Variável	Coeficiente	Estatística Z	p-valor	Variável	Coeficiente	Estatística Z	p-valor
Painel A				Painel A
PL	0,08148	1,20	0,230	PL	0,08415	1,25	0,212
RL	0,96989	3,18	0,001	RL	0,97707	3,21	0,001
UNIFM×COMPM	0,62235	0,73	0,463
Constante	12,31455	11,05	0,000	Constante	12,03689	12,07	0,000
Painel B				Painel B
R² within	0,0428	Wald chi2	18,86	R² within	0,0419	Wald chi2	16,67
R² between	0,0928	Prob > chi2	0,0003	R² between	0,0905	Prob > chi2	0,0002
R² overall	0,1002	N	617	R² overall	0,1003	N	617

• Fonte: Elaborada pelas autoras.

Os resultados da equação 10 indicam significância estatística para o modelo de dados em painel e revelam que 10,02% da variabilidade de preço da ação são explicados pela variabilidade conjunta das variáveis explicativas. A variável PL não se apresentou significante e a variável RL apresentou-se significante ao nível de 1% e positivamente relacionada ao preço da ação. Para a variável explicativa de interesse da equação 10 (UNIFM×COMPM), não se encontrou significância estatística, por isso, rejeita-se a H₂.

O R² overall da equação 8 na Tabela 4 sinaliza que a inclusão da variável UNIFM×COMPM resulta em um decréscimo no poder explicativo de 0,01 ponto percentual. Similarmente à equação 10, a variável PL não se apresentou significante e a variável RL apresentou-se significante ao nível de 1% e positivamente relacionada ao preço da ação.

Os resultados das equações 8 e 11 para a análise da H₃ são expostos na Tabela 5.

Tabela 5
Resultados da regressão (relevância COMPM)

$$P_{it}={\alpha }_0+{{\beta }_{1}PL}_{it}+{{\beta }_{2}RL}_{it}+{{\beta }_{3}COMPM}_{it}{+\epsilon }_{it}$$ (equação 11)				$$P_{it}={\alpha }_0+{{\beta }_{1}PL}_{it}+{{\beta }_{2}RL}_{it}+{\epsilon }_{it}$$ (equação 8)
Variável	Coeficiente	Estatística Z	p-valor	Variável	Coeficiente	Estatística Z	p-valor
Painel A				Painel A
PL	0,08727	1,22	0,222	PL	0,09645	1,35	0,177
RL	0,88034	3,17	0,002	RL	0,88431	3,11	0,002
COMPM	0,28413	1,96	0,050
Constante	13,22318	10,61	0,000	Constante	12,14684	11,55	0,000
Painel B				Painel B
R² within	0,0499	Wald chi2	22,59	R² within	0,0364	Wald chi2	16,06
R² between	0,0646	Prob > chi2	0,0000	R² between	0,0818	Prob > chi2	0,0003
R² overall	0,0787	N	605	R² overall	0,0922	N	605

• Fonte: Elaborada pelas autoras.

A interpretação do poder explicativo da equação 11 é realizada de maneira que 7,87% da variabilidade de preço da ação são explicados pela variabilidade conjunta das variáveis explicativas. O p-valor da estatística Z de Wald sustenta significância estatística para o modelo de dados em painel da equação 11. No tocante às variáveis de controle, PL não se mostrou significante e RL mostrou-se significante ao nível de 1% e positivamente relacionada ao preço da ação. A variável explicativa COMPM mostrou-se significante ao nível de 10% e positivamente relacionada ao preço da ação. Desse modo, a H₃ não é rejeitada e constata-se que a comparabilidade individual média (COMPM) é relevante para o mercado de capitais brasileiro e positivamente relacionada ao preço da ação.

A comparação do R² overall da equação 11 e do R² overall da equação 8, na Tabela 5, exprime que, não obstante a variável COMPM seja relevante, a inserção da respectiva variável no modelo de relevância base de Ohlson (1995), com adaptações de Collins et al. (1997), sucede um decréscimo no poder explicativo de 1,35 pontos percentuais. Correlativamente à equação 11, na equação 8, a variável PL não se mostrou significante e a variável RL mostrou-se significante ao nível de 1% e positivamente relacionada ao preço da ação.

Os resultados das equações 8 a 11 revelam que o PL não é relevante para o mercado de capitais brasileiro por não se mostrar significativamente relacionado ao preço da ação. A ausência de significância estatística para o PL pode ser justificada pelo período de análise da pesquisa (2013 a 2018) abranger a adoção das IFRS (Brunozi et al., 2017; Macedo et al., 2013; Santos et al., 2019) e abarcar períodos de recessão econômica e crise política (2014 a 2016) (Macedo et al., 2013). A recessão econômica e a crise política podem ter acarretado um descolamento entre a situação financeira das companhias e o comportamento do mercado de capitais diante da dificuldade de o patrimônio líquido acompanhar o preço das ações por sua restrita volatilidade e diante da maior relevância de variáveis exógenas registrada em alguns períodos (Macedo et al., 2013).

5. CONSIDERAÇÕES FINAIS

A presente pesquisa estabeleceu o objetivo de analisar a relação entre as características de uniformidade e de comparabilidade e a característica qualitativa fundamental de relevância dos relatórios financeiros para o mercado de capitais brasileiro. A uniformidade, identificada pela medida de covariação dos lucros de Lang et al. (2010), apresentou resultado médio próximo à pesquisa de Ribeiro et al. (2016b) e, aproximadamente, três vezes menor à pesquisa de Lang et al. (2010). Já a comparabilidade, identificada pela medida de similaridade da função contábil de DeFranco et al. (2011), retratou resultado médio inferior às pesquisas nacionais de Reina et al. (2019) e Ribeiro et al. (2016b) e às internacionais de Choi et al. (2019), DeFranco et al. (2011) e Kim et al. (2018).

Uma possível justificativa para a inferioridade da média da comparabilidade em relação às pesquisas nacionais de Reina et al. (2019) e Ribeiro et al. (2016b) é o período de análise (2013 a 2018) abranger a recessão econômica no Brasil (2014 a 2016). A recessão econômica pode ter influenciado o retorno médio acionário, aplicado na medida de similaridade da função contábil, e as circunstâncias econômicas individuais das companhias. À vista disso, o reflexo das respectivas circunstâncias, ou seja, a comparabilidade, é impactado (Simmons, 1967). Essa possível justificativa também pode ser aplicada para a redução da comparabilidade identificada no período de análise ao designar 2013 como parâmetro. As médias da comparabilidade de 2017 e 2018 ainda se mostraram inferiores à média registrada em 2013. A manutenção da inferioridade da média da comparabilidade para esses períodos, quanto ao parâmetro de 2013, pode estar relacionada à lenta recuperação da recessão econômica do Brasil (Graner, 2020).

É importante ressaltar que a uniformidade, de maneira adversa à comparabilidade, revelou médias superiores para o período de recessão econômica em relação ao parâmetro de 2013. Esse resultado pode ser explicado pela possibilidade de uma maior semelhança nas variações dos lucros, posto que a influência negativa da recessão econômica é percebida igualmente para todo mercado de capitais, principalmente para pares de companhias de mesma classificação setorial. As diferenças detectadas, incluindo os impactos adversos nos períodos de recessão, retratam a distinção entre a uniformidade e a comparabilidade.

No que concerne à análise da relação entre a uniformidade e a relevância, os resultados indicaram que a uniformidade não é relevante para o mercado de capitais brasileiro. Isso pode ser explicado pela possível produção de comparabilidade superficial, um de seus aspectos disfuncionais, e pela possível redução da utilidade das informações financeiras resultantes da aplicação de tratamentos contábeis semelhantes para arranjos ou eventos econômicos distintos, ou seja, resultantes da uniformidade (Gordon & Gallery, 2012; Schipper, 2003; Zeff, 2007).

A suposição de Hendriksen (1967, p. 106, tradução nossa) de que a uniformidade “pode ser relevante apenas na medida em que possa contribuir para a obtenção da comparabilidade” não é reconhecida na presente pesquisa, uma vez que a uniformidade não se mostrou relevante para o mercado de capitais brasileiro mesmo quando é contribuinte para a comparabilidade.

No tocante à análise da relação entre a comparabilidade e a relevância, os resultados possibilitam constatar que a comparabilidade dos relatórios financeiros é relevante para o mercado de capitais brasileiro. A relação significativa e positiva detectada entre a comparabilidade e a relevância é, de maneira geral, correlata aos achados de Choi et al. (2019) e Kim et al. (2018). Deduz-se que, tal qual apontado nas respectivas pesquisas, a comparabilidade propicia um melhor entendimento e avaliação do desempenho financeiro das companhias em relação aos pares de mesma classificação setorial e acarreta inferências mais adequadas da tradução dos eventos econômicos em números para as demonstrações financeiras.

Apesar de a comparabilidade dos relatórios financeiros mostrar-se relevante para o mercado de capitais brasileiro, a redução do poder explicativo com a inserção dessa variável ao modelo-base de relevância proporciona indícios de que a comparabilidade é atingida em detrimento da relevância (Schipper & Vincent, 2003). É importante ressaltar que a anteposição da comparabilidade para a aplicação de tratamentos contábeis que não sejam ideais sob o ponto de vista da relevância é incongruente à Estrutura Conceitual por violar o papel secundário da comparabilidade perante a relevância (IASB, 2018a; Schipper & Vincent, 2003).

Há inferências de que a uniformidade dos relatórios financeiros não é relevante e, em contrapartida, de que a comparabilidade é relevante, e essas inferências revelam que o mercado de capitais brasileiro capta a distinção entre os conceitos dessas para a avaliação das companhias.

Para pesquisas futuras, recomenda-se abranger períodos anteriores a 2010 para analisar a relação entre a uniformidade, a comparabilidade e a relevância dos relatórios financeiros pré- e pós-adoção das IFRS, abranger períodos de recuperação ou ausência de recessão econômica, aplicar medidas distintas de uniformidade e de comparabilidade e adotar metodologias diversas para investigação da relevância da uniformidade e da comparabilidade.

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• *
  As autoras agradecem à Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (Capes) pelo apoio financeiro na realização desta pesquisa.

Editado por

Editor-Chefe:

Fábio Frezatti

Editor Associado:

Eliseu Martins

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  21 Jan 2022
• Data do Fascículo
  May-Aug 2022

Histórico

• Recebido
  14 Ago 2020
• Revisado
  21 Set 2020
• Aceito
  15 Set 2021