Conservadorismo contábil e a adoçÃo das ifrs: evidências em empresas brasileiras familiares e não familiares andré Gobette Santana



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4.2 efeito da adoção das ifrs sobre o conservadorismo contábil em empresas familiares e não familiares


Pesquisas anteriores analisaram o impacto de alguns ambientes institucionais sobre a qualidade dos resultados (BALL; ROBIN; WU, 2003; LEUZ; NANDA; WYSOCKI, 2003). Leuz, Nanda e Wysocki (2003) relataram que empresas com estrutura de propriedade concentrada que operam em países com baixa proteção ao investidor apresentam menor nível de qualidade de informação em seus relatórios contábeis, medido por meio de maiores níveis de gerenciamento de resultados.

De acordo com pesquisas internacionais, a estrutura de propriedade está associada à qualidade da informação (FAN; WONG, 2002; BALL; SHIVAKUMAR, 2005; BURGSTAHLER; HAIL; LEUZ, 2006). No entanto, há divergência nos resultados encontrados, pois alguns autores argumentam que a alta concentração de propriedade de empresas familiares melhora o conteúdo informativo dos lucros, porque os gestores altamente qualificados são mais capazes de interpretar os componentes dos resultados para prever fluxos de caixa futuros e, assim, gerenciar menos os resultados (WANG, 2006; ALI et al., 2007).

Por outro lado, algumas pesquisas apontam que a menor distância entre a propriedade e o controle e a alta concentração de propriedade pode resultar numa proteção injustificada. A literatura tem demonstrado que a alta participação gerencial pode fornecer aos gestores fortes incentivos para gerenciar resultados (YEO et al., 2002; CHENG; WARFIELD, 2005). Além disso, empresas com maior concentração de propriedade e controle são mais propensas a prover os investidores com menos informações sobre os resultados (FAN; WONG, 2005).

Para investigar o efeito das IFRS sobre o conservadorismo contábil em empresas familiares e não familiares, a amostra foi divida em dois grupos, denominados familiares e não familiares. A equação modificada pela variável dummy IFRS foi utilizada para analisar estes dois grupos respectivamente.

Os resultados da regressão referente ao modelo desenvolvido por Ball e Shivakumar (2005), utilizado para estimar o ganho e as perdas oportunas incorporadas como tendência para aumentos e diminuições, como forma de reversão de lucros contábeis em empresas familiares e não familiares, são apresentados na Tabela 2. A análise de regressão foi realizada para as subamostras de empresas familiares e não familiares, incluindo 180 empresas familiares e 135 empresas não familiares. Foram analisados 10 períodos (2003-2012) por meio de painel desbalanceado, totalizando 1.448 observações de empresas familiares e 1.080 observações de empresas não familiares.

A Tabela 2 apresenta o resultado da estimativa da versão do modelo original e modificado, conforme explicado anteriormente, para apresentar diferenças entre período de pré-convergência e pós-convergência para todas as empresas da amostra, como também para as subamostras de empresas familiares e não familiares.

As previsões deste estudo sobre a diferença nos efeitos da convergência sobre o conservadorismo contábil em empresas familiares e não familiares estão consubstanciadas no raciocínio e evidências relatadas por Fan e Wong (2002); Ball e Shivakumar (2005); e Burgstahler, Hail e Leuz (2006), a estrutura de propriedade está associada à qualidade da informação.

A hipótese H2 é que a influência da convergência das normas brasileiras de contabilidade às normas contábeis internacionais difere da influência observada em empresas não familiares. A Tabela 2 apresenta os resultados da regressão calculada utilizando o modelo original Ball e Shivakumar (2005).



Tabela 2 - Resultados da equação (2a) para as empresas familiares e não familiares

Variáveis

Modelo Original –

Empresas Familiares

Modelo Original –

Empresas Não Familiares

Coefficient

t-statistics

Sig

Coefficient

t-statistics

Sig

C

α0

0.085

7.914

0.010

0.131

1.863

0.070

DΔNIt-1

α1

-0.178

-12.606

0.014

-0.260

-2.901

0.089

ΔNIt-1

α2

-0.164

-2.762

0.059

-0.034

-0.102

0.340

DΔNIt-1*ΔNIt-1

α3

-0.550

-6.602

0.083

-2.047

-4.456

0.459

R² (%)










19.5

5.1

F-Statistic










117.319

19.281

Durbin-Watson statistic










1.386

1.063

Observations (firm-year)










1.448

1.080

Fonte: Dados da pesquisa.
A partir da análise da Tabela 2 constata-se que a soma dos coeficientes das variáveis relacionadas ao reconhecimento oportuno das perdas econômicas em empresas brasileiras não familiares é maior do que a soma dos coeficientes das empresas familiares. Esta afirmação pode ser constatada a partir da análise dos resultados do modelo original da subamostra de empresas não familiares, por meio da soma dos coeficientes α2 + α3 (-0.034 + -2.047 = -2.082), em comparação com as empresas familiares (-0.164 + -0.550 = -0.714). De acordo com o modelo utilizado, isso é um indicador de que as empresas brasileiras não familiares reconhecem mais oportunamente as perdas econômicas do que as empresas familiares. No entanto, os coeficientes das empresas não familiares não se mostraram estatisticamente significativos.

A Tabela 3 apresenta os resultados da regressão utilizando o modelo ajustado de Ball e Shivakumar (2005). De acordo com os resultados encontrados, há evidências de que o conservadorismo contábil em empresas familiares difere do conservadorismo em empresas não familiares após a adoção das IFRS.



Tabela 3 - Resultados da equação (2b) para as empresas familiares e não familiares após IFRS

Variáveis

Modelo IFRS

Empresas Familiares

Modelo IFRS –

Empresas Não Familiares

Coefficient

t-statistics

Sig

Coefficient

t-statistics

Sig

C

α0

0.103

6.122

0.016

0.053

0.475

0.112

DΔNIt-1

α1

-0.189

-8.807

0.021

-0.243

-1.755

0.138

ΔNIt-1

α2

0.020

0.226

0.090

-0.420

-0.616

0.682

DΔNIt-1*ΔNIt-1

α3

-0.377

-3.063

0.123

-3.900

-4.624

0.843

IFRS

α4

-0.030

-1.416

0.021

0.122

0.852

0.143

IFRS*DΔNIt-1

α5

0.023

0.824

0.028

-0.005

-0.029

0.180

IFRS*ΔNIt-1

α6

-0.321

-2.701

0.118

0.501

0.640

0.784

IFRS*DΔNIt-1*ΔNIt-1

α7

-0.352

-2.127

0.165

3.071

3.060

1.003

R² (%)










21.9

8.2

F-Statistic










57.717

13.720

Durbin-Watson statistic










1.408

1.046

Observations (firm-year)










1.448

1.080

Fonte: Dados da pesquisa.
Por meio da análise da Tabela 3 constata-se uma tendência de que após as IFRS as empresas brasileiras familiares passaram a reconhecer mais oportunamente as perdas econômicas em comparação com as empresas não familiares. Esta afirmação pode ser constatada a partir da análise dos resultados do modelo ajustado da subamostra de empresas familiares, por meio da soma dos coeficientes α2 + α3 + α6 + α7 (0.020 + -0.377 + -0,321 + -0,352 = -1.030), em comparação com as empresas não familiares α2 + α3 + α6 + α7 (-0.420 + -3.900 + 0,501 + 3,071 = -0.747).

Dos resultados evidenciados na Tabela 3, a subamostra de empresas familiares merece destaque, inicialmente, pelo fato de que o coeficiente α2 registrou valor positivo e estatisticamente significante, indicando que variações positivas no resultado contábil são persistentes, o que sugere o diferimento dos ganhos econômicos (as boas notícias). Por outro lado, em relação ao coeficiente α3 foi encontrado valor negativo e relevante ao nível de 12%, evidenciando que variações negativas no resultado contábil são mais transitórias, sugerindo que as perdas econômicas (as más notícias) são reconhecidas tempestivamente. A combinação dessas evidências permite rejeitar a hipótese H2b, de que a convergência das normas brasileiras de contabilidade às normas contábeis internacionais diminuiu o nível de conservadorismo contábil de empresas brasileiras familiares. Ainda em relação à subamostra de empresas familiares, destaca-se o aumento no poder de explicação da equação, com R² de 19% (modelo original) e de 21% (modelo ajustado).

No entanto, não se pode confirmar o resultado da subamostra de empresas não familiares em razão da não significância dos coeficientes (α2, α3, α6 e α7). Vale ressaltar que os resultados foram o inverso daqueles obtidos por meio do modelo original, ou seja, sem considerar a convergência das normas brasileiras para as normas internacionais. Estes resultados, embora não significativos, estão em linha com as evidências de Fan e Wong (2002), Ball e Shivakumar (2005) e Burgstahler, Hail e Leuz (2006), que afirmam que a estrutura de propriedade está associada à qualidade da informação.

A análise da influência das IFRS sobre o conservadorismo evidencia uma tendência de que após a adoção das IFRS, as empresas familiares passaram a ficar mais propensas ao reconhecimento oportuno de perdas econômicas do que antes da convergência às normas internacionais (-1.030 > -0.714). Dessa forma, não se rejeita a hipótese H2a, que sugere que a convergência das normas brasileiras de contabilidade às normas contábeis internacionais elevou o nível de conservadorismo contábil de empresas brasileiras familiares, rejeitando-se a H2b.

Em relação às empresas não familiares, denota-se uma tendência de que, após a adoção dessas normas, este grupo de empresas está menos propenso ao reconhecimento oportuno de perdas econômicas do que antes da convergência às normas internacionais (-0.747 < -2.082), embora os coeficientes encontrados não sejam significativos.

Finalmente, os resultados das Tabelas 2 e 3 demonstram uma tendência de aumento de conservadorismo após a adoção das IFRS para o grupo de empresas familiares e uma redução do conservadorismo para o grupo de empresas não familiares. No entanto, rejeita-se a hipótese H2, que sugere que a influência da convergência sobre o conservadorismo contábil em empresas familiares difere da influência observada em empresas não familiares, pois os coeficientes encontrados na subamostra de empresas não familiares não foram significativos.



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