Resumo: Esta pesquisa teve o propósito principal de fornecer evidências empíricas acerca dos fatores que influenciam as decisões dos gestores quanto ao prazo de divulgação das demonstrações contábeis anuais das companhias não financeiras listadas na BM&FBOVESPA. O prazo de divulgação, chamado defasagem, foi medido como o intervalo em dias entre o encerramento do exercício social e a data da primeira apresentação das Demonstrações Financeiras Padronizadas (DFPs). O foco da pesquisa foi a influência, sobre a defasagem, dos seguintes fatores não observáveis: monitoramento, complexidade contábil, governança corporativa, relatório de auditoria e performance. Para a consecução dos objetivos, foram estimados modelos econométricos por meio dos métodos: (i) Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) com dados em corte transversal; (ii) MQO com dados agrupados (OLS pooled); e (iii) painel de dados. Os testes foram aplicados sobre um painel balanceado de dados, ou seja, 644 observações de 322 companhias, referentes aos exercícios 2010 e 2011. Os resultados das estimações revelaram que tendem a divulgar mais rapidamente companhias: (i) com maior número de acionistas; (ii) com maior nível de endividamento; (iii) que aderiram a um entre os níveis diferenciados de governança corporativa da BM&FBOVESPA; (iv) que possuem maiores proporções de diretores independentes na composição da diretoria (board); e (v) que foram auditadas por uma entre as firmas de auditoria do grupo Big-4. Por outro lado, constatou-se que tendem a atrasar companhias que: (i) estão sujeitas à consolidação de balanços; (ii) tiveram suas demonstrações contábeis ressalvadas pelos auditores independentes; (iii) e que registraram resultados negativos (prejuízos).
Palavras chave: TimelinessTimeliness,Demonstrações contábeisDemonstrações contábeis,TempestividadeTempestividade,Dados em painelDados em painel,Dados em corte transversalDados em corte transversal.
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Determinantes do Prazo de Divulgação das Demonstrações Contábeis das Companhias Não Financeiras Listadas na Bovespa
Universidade de São Paulo
Recepção: 19 Dezembro 2013
Aprovação: 28 Março 2014
Lugar central na pesquisa contábil recente é ocupado pelo tema relevância das informações contábeis, de modo que a literatura acadêmica vem prestando importantes contribuições para a compreensão das escolhas que permeiam o processo de divulgação (disclosure). Nesse contexto, o momento (timing) em que as demonstrações contábeis são divulgadas consiste em uma das escolhas, sob responsabilidade dos estores, que afeta diretamente o aspecto da relevância, conforme estabelecido pelos órgãos formuladores de padrões contábeis e comprovado por estudos anteriores (BEGLEY; FISHER, 1998; CHAMBERS; PENMAN, 1984; GIVOLY; PALMON, 1982; KROSS; SCHROEDER, 1984).
A escolha dos gestores em relação ao momento da divulgação não é totalmente discricionária, havendo limite temporal tanto inferior quanto superior para que as demonstrações contábeis sejam tornadas públicas. Em relação ao prazo mínimo, repetindo o que ocorre em grande parte dos mercados regulados, não há, no Brasil, qualquer ato normativo a respeito. No entanto, estima-se que alguns fatores influenciem o prazo necessário para que as informações estejam prontas para serem divulgadas.
Por outro lado, o limite superior é regulado pela Lei das Sociedades por Ações (Lei n.º 6.404, de 15 de dezembro de 1976), que, ao tratar da Assembleia Geral Ordinária (AGO) em seus artigos 132 e 133, de forma indireta, estabelece prazo legal de três meses, a contar do encerramento do exercício, para a divulgação das demonstrações contábeis (BRASIL, 1976a). Adicionalmente, a Comissão de Valores Mobiliários (CVM), por meio da Instrução CVM n. 480/09, foi direta ao estabelecer prazo infralegal para as sociedades por ações emissoras de valores mobiliários que coincide com o prazo legal indiretamente fixado (BRASIL, 2009).
Sendo assim, no período compreendido entre o encerramento do processo de elaboração das demonstrações contábeis e o prazo normativo descrito, os gestores são livres para escolher o momento para a divulgação. Diante dessa margem discricionária conferida aos gestores e considerando que estes tendem a agir de forma oportunística, segundo a premissa básica que orienta a pesquisa contábil positiva1, tem-se que a escolha do momento para o disclosure será determinada pelos incentivos existentes para antecipá-lo ou atrasá-lo.
Diante disso, o objetivo deste estudo é fornecer evidências empíricas acerca dos fatores que influenciam o momento de divulgação das demonstrações contábeis no Brasil. Adicionalmente, visa-se identificar padrões setoriais a respeito do timing das divulgações e verificar a observância, das companhias estudadas, aos normativos sobre a matéria.
A tempestividade é uma das características qualitativas da informação contábil que influencia sua relevância, uma vez que a informação deve estar disponível a tempo de ser capaz de influenciar as decisões de seus usuários. Assim, quanto maior a defasagem entre o fim do exercício e a divulgação das respectivas demonstrações contábeis, menor será a relevância da informação produzida (IASB, 2010).
Acerca da relação entre tempestividade e relevância, o Financial Accounting Standard Board (FASB), em seu Financial Accounting Concepts n. 2 (parágrafo 56), manifesta-se no sentido de que, isoladamente, a tempestividade da informação contábil não garante sua relevância, no entanto, sua ausência é capaz de furtar a relevância que a informação teria caso divulgada no devido momento (FASB, 1980).
Em estudo que marcou a gênese da pesquisa empírica na área contábil, Beaver (1968, p. 74 ) já enaltecia a importância da tempestividade das informações contábeis ao sugerir que investidores tendem a atrasar suas negociações no mercado acionário e todas as demais decisões correlatas até que as demonstrações contábeis sejam divulgadas.
Estudos empíricos demonstraram que, de fato, a relevância das demonstrações contábeis está inversamente relacionada à defasagem das respectivas divulgações, de modo que, quanto maiores as defasagens, maiores as chances de as informações contidas nas demonstrações serem antecipadas por outras fontes, sendo, portanto, substituídas. Ou seja, maiores lapsos entre o fim do exercício e a divulgação das respectivas informações contábeis favorecem a ação de insiders (CHAMBERS; PENMAN, 1984; GIVOLY; PALMON, 1984).
A literatura reconhece Dyer e McHugh (1975) como os primeiros a estudar a associação entre timing e determinados atributos das companhias (BROWN; DOBBIE; JACKSON, 2011; DARDOR, 2009; OWUSU-ANSAH, 2000). A partir de dados referentes a 120 companhias listadas na Sydney Stock Exchange (bolsa de valores australiana), cobrindo o período entre 1965 e 1971, Dyer e McHugh (1975) investigaram a relação entre as defasagens (dos relatórios de auditoria e das demonstrações contábeis anuais) e os atributos: porte, data de encerramento do exercício e rentabilidade. A então incipiente linha de pesquisa ganhou a contribuição de Courtis (1976), que estendeu a nova abordagem com o acréscimo dos atributos setor de atividade, número de acionistas e número de páginas do relatório anual divulgado, mantendo o porte como variável.
Gilling (1977), ao avançar sobre as análises de Courtis (1976), introduziu novos horizontes para a pesquisa do tema, ressaltando a importância do papel desempenhado pelos auditores independentes para o timing das demonstrações contábeis. Esse novo parâmetro de análise com foco voltado para os trabalhos de auditoria foi levado adiante por Davies e Whittred (1980), que frisam a importância da interação dos atributos específicos das companhias com os fatores relacionados ao processo de auditoria.
Um importante marco na evolução da linha de pesquisa examinada foi o estudo de Givoly e Palmon (1982), precursores na aplicação de modelo de regressão multivariada para a análise dos determinantes da defasagem das demonstrações contábeis. Esses autores pregavam que o nível de rentabilidade não seria apropriado para captar as percepções (surpresas) de gestores e investidores em relação aos números reportados, o que somente seria possível a partir do emprego da diferença entre o resultado observado e o esperado (boas notícias ou más notícias). A métrica escolhida como proxy para o resultado esperado foi o consenso (média) das previsões dos analistas de mercado disponíveis na publicação semanal S&P’s Earning Forecaster.
A importância do timing dos relatórios de auditoria, ressaltada por Gilling (1977), Davies e Whittred (1980) e Givoly e Palmon (1982), parece ter exercido influência sobre as pesquisas subsequentes, visto que esse foi o enfoque dos estudos de Ashton, Willinghan e Elliott (1987), Ashton, Graul e Newton (1989), Newton e Ashton (1989), Carslaw e Kaplan (1991), entre outros que marcaram a evolução da literatura nas décadas de 1980 e 1990.
Os estudos recentes dedicados aos determinantes do timing das demonstrações contábeis foram resumidos no Figura 1, que descreve a amostra utilizada e o período de referência, e na Tabela 1, que elenca os resultados obtidos.
– Amostra e período dos estudos revisados nesta subseção.
Resultados dos estudos anteriores revisados nesta subseção.
1. Os símbolos (+) e (-) dizem respeito ao sinal do coeficiente encontrado; 2. *, ** e *** indicam que os resultados são significantes aos níveis de 10, 5 e 1%, respectivamente. 3. Com exceção de Kirch, Lima e Terra (2012), que empregaram modelo de dados em painel e de regressão de Poisson, os demais estudos utilizaram modelo de regressão multivariada pooled. 4. Foram listadas na Tabela 1 tão somente as variáveis de interesse para este estudo, ainda que definidas a partir de abordagens diversas. Desta forma, as variáveis listadas não esgotam o modelo empregado por cada uma das pesquisas. 5. As abreviações empregadas para as variáveis dispostas na coluna à esquerda estão especificadas no Figura 2. 6. Apesar de haver semelhança nas formas de mensuração das variáveis aplicadas pelos estudos listados, não há homogeneidade. Considerando que a transcrição destas foge ao escopo da pesquisa, sugere-se ao leitor interessado em tais minúcias que consulte os respectivos estudos, listados nas referências.
Merece destaque o estudo de Sengupta (2004), que representou um marco para a literatura ao sistematizar os fatores que influenciam o timing das demonstrações contábeis em torno de um sólido construto teórico. O autor parte da premissa de que gestores possuem margem discricionária sobre a escolha da data de divulgação dos lucros, de modo que a decisão de divulgar antes ou depois estaria baseada na avaliação dos custos e benefícios envolvidos. Desta forma, seriam influentes fatores ligados à base de investidores, aos custos de litígio, aos custos de propriedade, à complexidade contábil e a outros fatores tidos pelo autor como variáveis de controle. As variáveis e as definições adotadas pelo autor ganharam relevo na literatura e inspiraram estudos posteriores (AMARAL et al., 2008; AUBERT, 2009; KIRCH; LIMA; TERRA, 2012; LIMA; TERRA, 2005; WU; WU; LIU, 2008).
Os principais resultados reportados pelos estudos revisados nesta subseção foram sintetizados na Tabela 1.
Os estudos nacionais localizados estão listados na Tabela 1, Amaral et al. (2008), Lima e Terra (2005) e Kirch, Lima e Terra (2012), com exceção de Silva, Silva e Sancovschi (2006), que aplicaram abordagem diversa (testes univariados) para analisar o prazo médio de publicação das demonstrações contábeis de 209 empresas brasileiras de capital aberto referente aos exercícios entre 2002 e 2004, avaliando o relacionamento desse prazo com características específicas das companhias. Os resultados confirmaram as expectativas, demonstrando que empresas que apuram lucro e possuem maior porte, tendem a antecipar a publicação de suas demonstrações contábeis em comparação às empresas que apuraram prejuízo e possuem menor porte.
Para alcançar os objetivos propostos, foram selecionadas sociedades por ações abertas listadas na Bolsa de Valores de São Paulo (BM&FBOVESPA) de acordo com os critérios resumidos na Tabela 2, de modo que o grupo de interesse deste estudo ficou limitado a 322 companhias.
Seleção da amostra.
No tocante às variáveis, seguindo Dyer e McHugh (1975), a defasagem das demonstrações contábeis (DEFASAGEM) foi mensurada como o intervalo em dias entre o encerramento do exercício social e a divulgação das respectivas demonstrações anuais. Para os fins deste estudo, considera- se data de divulgação das demonstrações anuais aquela registrada para cada companhia, na página eletrônica da CVM (www.cvm. gov.br), no campo “data de entrega” da primeira apresentação das Demonstrações Financeiras Padronizadas (DFPs). Assim, datas de eventuais reapresentações não foram consideradas. Conforme visto, estima-se que essa variável dependente esteja suscetível a diferentes influências, que doravante serão chamados fatores. São considerados fatores: (i) o grau de monitoramento a que estão sujeitas as companhias; (ii) o nível de complexidade ao qual são submetidos os departamentos de contabilidade; (iii) as características de governança corporativa; (iv) os atributos relacionados aos trabalhos de auditoria; e (v) a performance no período no tocante aos resultados financeiros.
Deve-se, contudo, considerar que os fatores acima não são diretamente observáveis, ou seja, não há como medi-los de forma direta e objetiva, visto que não existe medida específica para cada qual. Diante disso, faz- se necessário formular variáveis capazes de capturar tais fatores. Nesse contexto, são sintetizadas, no Figura 2, as variáveis independentes elaboradas para a medição de cada um dos fatores, incluindo as abreviações utilizadas doravante, o sinal esperado para a associação com a defasagem, as bases consultadas para a coleta de dados, a forma adotada para a mensuração e as respectivas referências.
Mensuração das variáveis, sinal esperado e fontes dos dados coletados.
Conforme documentado pela literatura, os estudos dedicados ao tema atribuem parcela considerável da explicação da defasagem das demonstrações contábeis à divulgação de surpresas. Os termos surpresa negativa e surpresa positiva dizem respeito, respectivamente, à frustração ou à superação das expectativas do mercado quanto aos resultados anuais, sendo, portanto, sinônimos de más notícias e boas notícias.
Inicialmente, optou-se por acompanhar a corrente preponderante da literatura, elegendo-se o consenso (média aritmética simples) das previsões dos analistas de mercado como a melhor aproximação das expectativas aplicadas na mensuração das surpresas (CHAMBERS; PENMAN, 1984; SENGUPTA, 2004; SON; CRABTREE, 2011). Todavia, cerca de 62% das companhias que compõem a amostra utilizada não são acompanhadas por analistas de mercado, ou seja, não possuem dados referentes às previsões dos analistas disponíveis na base Bloomberg Professional.
Em face dessa limitação, optou-se pelo emprego de alguns entre os modelos de expectativa de performance testados por Paula (2012) para a formulação de proxies capazes de captar o efeito das surpresas sobre o timing das demonstrações contábeis. Entre as proxies para surpresas testadas, a escolhida foi aquela que apresentou maior correlação com as surpresas calculadas a partir do consenso dos analistas, que é média das últimas previsões dos analistas de mercado emitidas no exercício de referência, sendo que a forma de mensuração da proxy selecionada encontra-se descrita no Figura 2.
Por fim, destaca-se que foram classificadas como variáveis de controle aquelas que se mostram hábeis a capturar efeitos de mais de um dos fatores considerados por este estudo. Desta forma, as variáveis PORTE e NEG MERC ESTR seriam proxies tanto para monitoramento quanto para complexidade, sendo antagônicos os sinais esperados para o coeficiente a ser estimado. Para a variável ENDIV, os fatores conflitantes seriam monitoramento e relatório de auditoria.
Para alcançar o objetivo central deste estudo foram utilizadas duas técnicas para a modelagem das regressões, de modo que para investigar os determinantes da defasagem de cada um dos exercícios, 2010 e 2011, foi aplicado o modelo de regressão linear com dados em corte transversal descrito na Equação 1, em que α0 representa o termo constante e αi, sendo 1 ≤ i ≤ 16, os parâmetros (coeficientes) a serem estimados com o uso do método dos Mínimos Quadrados Ordinários (MQO), ou Ordinary Least Squares (OLS). O termo de erro é representado por ε.
O modelo econométrico aplicado para diagnosticar os determinantes da defasagem para ambos os exercícios de forma conjunta utiliza o método de dados em painel e segue descrito na Equação 2. Nota-se que a única alteração em relação ao modelo da Equação 1 diz respeito à substituição do termo de erro ε pelos termos ci e ξit, sendo que os efeitos não observáveis específicos da companhia i são representados por ci, enquanto ξit representa o erro idiossincrático, variando de acordo com a companhia (i) e com o período analisado (t).
Inicialmente, a Equação 2 foi estimada tanto pelo método de efeitos fixos quanto pelo método de efeitos aleatórios. Dispondo dos resultados, procedeu-se ao teste de especificação de Hausman, que, segundo Greene (2002, p. 301) é o indicado para apreciar a correlação (ortogonalidade das matrizes) entre os efeitos não observáveis específicos (heterogeneidade) de cada indivíduo (ci) e os regressores, apontando o modelo apropriado a partir do teste das seguintes hipóteses:
H0a: não há correlação entre regressores e efeitos não observáveis (efeitos aleatórios).
H1a: há correlação entre variáveis independentes e efeitos não observáveis (efeitos fixos).
Uma vez não rejeitada a hipótese nula (H0a), confirmou-se que o método de efeitos aleatórios é o que melhor se ajusta ao conjunto de dados em análise. No entanto, deve-se considerar que a correlação nula, entre os regressores e os efeitos não observáveis, pode se dar em razão de a variância dos efeitos não observáveis (ci) ser igual a zero, o que justificaria a utilização do método OLS pooled, o qual forneceria melhores resultados.
Diante disso, seguindo Wooldridge (2002, p. 264), aplicou-se o teste de Breusch- Pagan para a seleção da abordagem mais adequada entre o método de efeitos aleatórios com dados em painel e o método OLS pooled. Com vistas a verificar se a variância dos efeitos não observáveis (ci) tem valor significativamente igual a zero, foram testadas as hipóteses:
H0b: os efeitos não observáveis (ci) possuem variância igual a zero.
H1b: os efeitos não observáveis (ci) possuem variância diferente de zero.
Se aceita a hipótese nula (H0b), o método mais apropriado seria o OLS pooled. Entretanto, os testes de especificação confirmaram a abordagem em painel pelo método de efeitos aleatórios como a mais adequada, conforme se observa na Tabela 3.
Testes de especificação do mod. da Equação 2.
1. ***: Significante ao nível de 1%.
Adicionalmente, considerando a ampla utilização pela literatura dedicada ao tema e com o fim de verificar se os resultados são comparáveis, estimou-se modelo de regressão linear com dados em corte transversal agrupados (OLS pooled), similar ao da Equação 1, acrescentando, no entanto, a variável categórica (Dummy EXERC) que assume 1 se a observação é referente ao exercício 2011, 0 (zero) caso diga respeito a 2010. A inclusão da variável Dummy EXERC é justificada pela especificidade do período analisado por este estudo em relação à adoção integral do padrão IFRS (International Accounting Financial Standards), conforme será detalhado adiante.
Em que pese a utilidade da estimação do modelo da Equação 1 pelo método OLS pooled, a literatura dedicada à econometria prevê a ocorrência do chamado viés de heterogeneidade, visto que ao aplicar tal método pressupõe-se a inexistência de efeitos não observáveis impactando o timing das demonstrações contábeis, o que poderia acarretar coeficientes superestimados (DOUGHERTY, 2007; WOOLDRIDGE, 2002).
Desta forma, seguindo o que ensina Wooldridge (2001, p. 256), as condições verificadas para o conjunto de dados disponíveis, determinam a adoção da modelagem em painel, a partir da qual é possível investigar tanto efeitos longitudinais quanto transversais, controlando os vieses decorrentes da heterogeneidade.
Preliminarmente, antes de ingressar na análise dos resultados dos testes multivariados, mostra-se adequada a apreciação das estatísticas descritivas dos dados utilizados. Nesse sentido, a Tabela 4, em conjunto com a Tabela 5, descreve os dados considerados para os fins deste estudo, segregando-os por variável e por exercício.
Estatísticas descritivas, por exercício, das variáveis aplicadas aos modelos.
1. Mín = Mínimo; Máx. = Máximo; Desv. Pad. = Desvio Padrão; Freq. = Frequência; abs. = absoluta; e rel. = relativa.
Distribuição da defasagem, por intervalos de dias e por exercício.
Logo na primeira linha da Tabela 4 são encontradas informações que permitem importantes conclusões acerca da variável dependente DEFASAGEM. De imediato, comparando-se por exercício, é possível identificar que as companhias que compõem a amostra levaram mais tempo para divulgar suas demonstrações contábeis relativas a 2010, conforme indicam as medidas de tendência central, média e mediana. Complementando essa análise, procedeu-se à verificação da aderência à normalidade para ambas as distribuições de defasagens, bem como a testes de diferenças de médias para amostras pareadas. Os resultados revelaram que as distribuições de defasagens das demonstrações contábeis dos exercícios 2010 e 2011 não atendem o pressuposto da normalidade, justificando a opção pelo teste não paramétrico de Wilcoxon para amostras pareadas, que revelou serem significativas as diferenças entre as defasagens dos exercícios observados.
Os números da Tabela 4 corroboram a expectativa de ampliação da defasagem para as divulgações relativas ao exercício 2010. Essa ideia relacionada à preponderância dos fatores ligados à adoção ao novo padrão contábil (e as exigências adicionais impostas por este às companhias) é reforçada pela comparação do conteúdo da Tabela 4 com estudos anteriores. Apenas entre estudos nacionais, tem-se que Kirch, Lima e Terra (2012) verificaram defasagem média de 62,91 dias para as demonstrações anuais entre 1997 e 2008, enquanto Lima e Terra (2005) registraram defasagem média de 71,37 dias para 799 observações relativas aos exercícios entre 1995 e 2002. Amaral et al. (2008) encontraram média de 71,94 e mediana de 76 dias para 230 observações, considerados os exercícios 2005 e 2006. Por seu turno, Silva, Silva e Sancovschi (2006), com base em amostra de 209 companhias, encontraram defasagens médias de 76,2, 74,1 e 72,4 dias para os exercícios 2002, 2003 e 2004, respectivamente, e média de 74,2 dias para o período completo (2002 a 2004). Destaca-se que estes resultados referem-se a divulgações de demonstrações contábeis anuais de companhias listadas na BM&FBOVESPA.
Feitas as considerações acima, outra dimensão de análise revela-se primordial para a compreensão dos padrões de tempestividade. Trata-se das características de frequência do comportamento da variável dependente defasagem, que são descritas Tabela 5.
Em uma primeira análise, percebe-se que, para a divulgação das demonstrações contábeis anuais referentes ao exercício 2010, 47 companhias (14,6% do total) atrasaram a divulgação de suas demonstrações contábeis em relação ao prazo normativo estabelecido, qual seja, três meses após o encerramento exercício de referência. Para as demonstrações relativas a 2011, esse número foi reduzido para 36 companhias (11,18% do total), o que representa um avanço no quesito observância (compliance) às normas vigentes.
Para efeito de comparação, tem-se que Amaral et al. (2008) encontrou resultados indicativos de que 9,1% das 230 observações analisadas para o período entre 2005 e 2006 descumpriram o prazo normativo. Assim, além da ampliação da defasagem média após a adoção das normas IFRS, os dados também sugerem que foi ampliada a proporção de companhias que desrespeitam o limite temporal máximo para a divulgação das demonstrações anuais, o que corrobora os pressupostos construídos.
Os resultados da estimação dos modelos das equações 1 e 2 são apresentados na Tabela 6.
Resultados das estimações dos modelos das equações 1 e 2. Variável
1. Para cada variável são apresentados o coeficiente e, entre parênteses, o erro padrão robusto. 2. ***, ** e *: Significante aos níveis de 1, 5 e 10%, respectivamente. 3. O número de observações é justificado pela perda de dados decorrente da escolha da proxy para más notícias.
A estimação, pelo método OLS pooled, do modelo da Equação 1 com o acréscimo da variável DummyEXERC para os dados dos exercícios 2010 e 2011 agrupados forneceu coeficientes de mesmos sinais e foram preservados os níveis de significância estatística. No entanto, considerando a possível ocorrência dos vieses previstos por Dougherty (2007), em especial a superestimação dos coeficientes, optou-se por reportar apenas a estimação do modelo em painel, garantidas comparações com estudos que utilizaram o método OLS pooled no tocante aos sentidos das relações e das respectivas significâncias estatísticas.
Um importante resultado alcançado a partir da estimação pelo método OLS pooled foi o R2 ajustado, que indica que o modelo explica, para o período entre 2010 e 2011, cerca de 22,2% da defasagem das demonstrações contábeis das companhias que compõem a amostra. Os números do R2 ajustado para o modelo da Equação 1, estimado para cada um dos exercícios, estão dispostos na Tabela 6, sendo estes bem próximos àqueles verificados para os dados agrupados (OLS pooled).
Quanto aos resultados do R2between, apesar de reportados, a única base de comparação é o estudo de Kirch, Lima e Terra (2012), visto que este foi o único estudo localizado que empregou modelagem em painel para o mesmo tipo de investigação. Esses autores encontraram R2between da ordem de 35,31% para dados trimestrais entre 1997 e 2009, resultados próximos ao verificado para a estimação do modelo da Equação 2, que foi de 29,16%, de acordo com a Tabela 6.
Destaca-se, que, de acordo com o Variance Inflation Factor (VIF), a multicolinearidade não é um problema para os dados considerados. O exame das matrizes de correlações, não reportadas, demonstrou que o problema da colinearidade também não afeta o conjunto de dados considerados.
Para o fator monitoramento, a única proxy que demonstrou significância estatística foi ACION, verificando-se nível de 1% tanto para o painel de dados quanto para o corte transversal do exercício 2011. Aliado a isso, o coeficiente apurado foi negativo, sugerindo que companhias com maior número de acionistas, em relação àquelas que se enquadram na mesma faixa de porte (decil de ativos), tendem a divulgar mais rapidamente. Registra-se que os resultados para a variável ACION estão alinhados com Sengupta (2004), que encontrou coeficientes negativos e significantes ao nível de 1%. Não foram localizados outros estudos, tampouco nacionais, que tivessem aplicado proxy similar.
No que tange o fator complexidade contábil, as estimações da variável DEMONST CONSOL corroboraram a hipótese desenvolvida em torno dos impactos da adoção inicial do padrão IFRS, em especial para as demonstrações relativas a 2010. Conforme verificado na Tabela 6, essa variável alcançou nível de significância de 5% para os números de 2010 e não foi significante para 2011, o que fortalece percepção dos efeitos da chamada curva de aprendizagem nas companhias estudadas.
A magnitude do coeficiente positivo verificado para 2010 (8,97 na reestimação do modelo da Equação 1) reforça a ideia de que companhias sujeitas a consolidação de demonstrações ficaram mais expostas ao fator complexidade contábil, visto que as dificuldades tendem a ser potencializadas pelo fato de companhias controladas tenderem a atrasar a produção de suas demonstrações em virtude da adoção do novo padrão contábil.
Empregando-se outra dimensão de análise, os resultados sugerem que, mantidas constantes todas as demais condições, o fato de uma companhia da amostra estar sujeita à consolidação de balanços significa um incremento médio de 8,97 dias em seu prazo de divulgação das demonstrações de 2010. Se levados em conta ambos os exercícios, esse número cai para 5,17, consoante os números da Tabela 6.
Esses resultados estão de acordo com o que Kirch, Lima e Terra (2012) encontraram. Em ambiente internacional, Sengupta (2004) encontrou coeficiente positivo e estatisticamente significante para a associação entre defasagem e uma variável categórica formulada para assumir 1 se a companhia reporta mais de um segmento de negócios e 0 (zero) caso contrário.
Passando à análise do fator governança corporativa, tem-se que os coeficientes estimados para a variável N GOVERN foram negativos e apresentaram significância estatística ao nível de 1%, tanto para o painel de dados quanto para os exercícios 2010 e 2011 individualmente. Os resultados sugerem que, mantidas as demais condições constantes, o fato de uma companhia ter aderido a um dos níveis diferenciados de governança corporativa da BM&FBOVESPA significa um decréscimo de 7,57 dias, oscilando pouco quando considerados os exercícios 2010 e 2011 isoladamente, conforme aponta a Tabela 6.
Os resultados verificados para a variável N GOVERN revelaram-se, de certa forma, inesperados, visto que os estudos nacionais localizados (Kirch, Lima e Terra (2012), Lima e Terra (2005) e Amaram et al. (2008)) encontraram coeficientes positivos sem significância estatística. Diante disso, pode ter havido um aperfeiçoamento das práticas relativas à tempestividade adotadas pelas companhias que aderiram aos níveis diferenciados de governança corporativa, isto é, os números sugerem uma mudança em direção à consolidação da visão de que divulgações tempestivas constituem uma boa prática de governança.
A segunda variável para o fator governança corporativa, DIR EXT, apresentou significância estatística ao nível de 5% para o período completo (painel de efeitos aleatórios) e de 10% para 2010 (corte transversal). O sinal negativo apurado para os coeficientes estimados confirmou as expectativas no sentido de que uma maior proporção de diretores independentes (não pertencentes ao conselho de administração) na composição da diretoria (board) gera incentivos para divulgações mais tempestivas. Deve-se considerar que diretores que não compõem o conselho de administração da companhia, chamados independentes, não são remunerados a partir de planos de incentivos e, portanto, não auferem vantagens com a divulgação seletiva de informações contábeis e tampouco com o atraso destas. Em verdade, o atraso das demonstrações anuais, além de não representar benefício para os diretores independentes, coloca em risco suas reputações diante do mercado.
Não foram localizados estudos nacionais que tenham utilizado proxy similar para o estudo dos determinantes da defasagem. Em ambiente internacional, Sengupta (2004) encontrou resultados similares, ou seja, coeficiente negativo e estatisticamente significante.
No tocante ao fator relatório de auditoria, os números da tabela 6 apontam que é negativa e estatisticamente significante, ao nível de 1%, a associação entre a variável dependente DEFASAGEM e a variável categórica BIG-4. Tais números podem ser interpretados no sentido de que, mantidas constantes todas as demais condições, uma companhia auditada por uma das empresas que compõem o grupo conhecido como Big- 4 apresenta prazo de divulgação, em média, 5,17 dias inferior.
Esse resultado está alinhado com o que Owusu-Ansah (2006) e Son e Crabtree (2011) encontraram, confirmando da expectativa de que grandes firmas de auditoria, por possuírem maior experiência e contarem com quadro de pessoal maior e mais bem treinado, tendem a emitir relatórios de auditoria em menor prazo, favorecendo a tempestividade de seus clientes. Também não foram localizados estudos nacionais que tenham utilizado variável similar.
Ainda no que diz respeito ao fator relatório de auditoria, os resultados das estimações para a variável RESSALVA revelaram coeficientes positivos e estatisticamente significantes para o modelo em painel de efeitos aleatórios e também para o corte transversal de 2011, de modo que, mantidas constantes todas as demais condições, uma companhia cujo relatório de auditoria contém ressalva, possui ampliação média do prazo de divulgação da ordem de 10,10 dias. Se considerado apenas o exercício 2011, esse número é da ordem de 8,86 dias.
Esses resultados corroboram a ideia de que a publicação de demonstrações cuja opinião dos auditores independentes é pela ressalva pode representar, do ponto de vista dos gestores, a divulgação de más notícias, o que justificaria o atraso. Em outro aspecto, a ampliação da defasagem para demonstrações ressalvadas pode refletir o tempo demandado para as negociações entre gestores e auditores acerca do conteúdo das ressalvas.
Destaca-se que os estudos de Owusu- Ansah e Leventis (2006), Dardor (2009) e Son e Crabtree (2011) também encontraram coeficientes positivos e estatisticamente significantes ao nível de 1%, reforçando as hipóteses teóricas levantadas acima. Uma vez mais, não foram localizados estudos nacionais que tenham utilizado proxy semelhante.
Para o fator performance, a única variável que apresentou associação estatisticamente significante foi PREJUÍZO, que alcançou nível de 1% para todas as estimações realizadas, permitindo inferir que, mantidas constantes todas as demais condições, uma companhia que registra prejuízo apresenta, em média, prazo de divulgação 7,63 dias superior às demais. Considerando-se as estimações da equação em corte transversal para cada um dos exercícios, esse número é ampliado para 12,42 dias em 2010 e para 9,26 dias em 2011.
Os estudos nacionais Kirch, Lima e Terra (2012), Lima e Terra (2005) e Amaral et al. (2008) também encontraram coeficientes positivos e estatisticamente significantes para a mesma proxy. Em ambiente internacional, resultados semelhantes foram registrados por Sengupta (2004), Son e Crabtree (2011) e Bamber, Bamber e Schoderbek (1993).
Entre as variáveis de controle, apenas a variável ENDIV demonstrou significância estatística para a estimação do modelo em painel de efeitos aleatórios, ao nível de 5%, conforme Tabela 6. O sinal negativo do coeficiente indica que foram preponderantes as influências ligadas à ampliação do monitoramento incidente sobre companhias mais endividadas, de modo que há indícios de que estas tendem a reduzir o prazo de divulgação em razão da pressão exercida pelos credores.
Complementando a análise dos resultados, esta subseção será voltada a análises adicionais que se mostram relevantes, como é o caso dos efeitos da divulgação de surpresas (negativas ou positivas) contidas nos resultados econômicos divulgados, que, de acordo com parcela considerável da literatura, possuem destacada importância na determinação do momento da divulgação. No entanto, em que pesem os achados registrados, não foram verificadas associações estatisticamente significantes que confirmem as relações esperadas, mesmo após efetuadas reestimações utilizando o consenso dos analistas como proxy para as expectativas do mercado, tampouco utilizando outras proxies testadas por Paula (2012).
Em ambiente internacional, Sengupta (2004) e Son e Crabtree (2011) obtiveram os resultados esperados, verificando coeficientes positivos e significantes para as surpresas formuladas com base no consenso dos analistas. Não foram localizados estudos nacionais que tenham utilizado proxies semelhantes, isto é, utilizando o consenso dos analistas.
A variável volume negociado (VOL) apresentou coeficientes negativos, conforme esperado, porém sem significância estatística, contrariando os achados de Sengupta (2004), Wu, Wu e Liu (2008), Aubert (2009) e Son e Crabtree (2011), que encontraram fortes relações estatísticas negativas para essa proxy em ambiente internacional. Não foram localizados estudos nacionais que tenham incluído variável semelhante.
Em outro aspecto, parecem consistentes os indicativos de que a variável investidores institucionais (INV INST) não exerce influências significativas sobre o prazo de divulgação em ambiente brasileiro, visto que, assim como este estudo, Kirch, Lima e Terra (2012), Lima e Terra (2005) e Amaral et al. (2008) também não encontraram associações significantes.
Os coeficientes estimados para a variável PORTE não alcançaram significância estatística, similar ao verificado por Amaral et al. (2008) e por Kirch, Lima e Terra (2012). Lima e Terra (2005) foram os únicos a encontrar coeficiente negativo e significativo ao nível de 1%. Internacionalmente, os estudos de Sengupta (2004), Aubert (2009) e Son e Crabtree (2011) encontraram resultados semelhantes aos de Lima e Terra (2005).
A variável negociação em mercados estrangeiros (NEG MERC ESTR) apresentou coeficientes negativos para todas as estimações levadas a cabo, no entanto, sem que fosse verificada significância estatística. Já Lima e Terra (2005) encontraram significância ao nível de 1% para o coeficiente negativo estimado.
De certa forma, os resultados verificados para as variáveis PORTE e NEG MERC ESTR confirmaram as expectativas, visto que são esperadas influências de efeitos antagônicos sobre essas proxies. Assim, enquanto há ampliação do monitoramento em companhias de maior porte e também naquelas que negociam valores mobiliários em mercados estrangeiros, por outro lado, essas companhias também são afetadas por maior complexidade contábil. Uma vez que monitoramento e complexidade exercem influências contrárias sobre o timing das demonstrações contábeis, estas tendem a se anular.
As evidências empíricas, fornecidas por este estudo, acerca dos determinantes da defasagem das demonstrações contábeis anuais das companhias não financeiras listada na BM&FBOBESPA servem de contribuição, não apenas para literatura acadêmica dedicada a essa linha de pesquisa, como também para investidores, analistas de mercado e reguladores.
As nuances observadas para os exercícios sociais cujos dados subsidiaram as análises efetuadas, 2010 e 2011, que marcaram a adoção integral do padrão contábil alinhado às normas IFRS e a recuperação da economia brasileira em relação aos impactos da crise financeira mundial, permitiram relevantes constatações acerca do comportamento das firmas estudadas no tocante à decisão do momento para a divulgação das demonstrações anuais. Além disso, a relevância deste estudo é ampliada pela aplicação de proxies ainda não utilizadas em ambiente nacional para explicar os prazos de divulgação.
Em princípio, a partir da análise descritiva dos dados coletados, constatou-se que as defasagens médias verificadas para o biênio 2010/2011 foram consideravelmente superiores àquelas reportadas por outros estudos nacionais que abrangeram períodos anteriores e, além disso, as medidas de de balanços corroboraram essa hipótese.
A análise multivariada dos fatores determinantes do prazo de divulgação revelou, ainda, que tendem a divulgar mais rapidamente suas demonstrações contábeis companhias: (i) com maior número de acionistas; (ii) com maior nível de endividamento; (iii) que aderiram a um entre os níveis diferenciados de governança corporativa da BM&FBOVESPA; (iv) que apresentam maior proporção de diretores independentes na composição da diretoria (board); e (v) cujas demonstrações contábeis foram auditadas por uma entre as empresas do grupo Big-4. Por outro lado, tendem a atrasar a divulgação de suas demonstrações contábeis companhias que: estão sujeitas à consolidação de balanços; tiveram suas demonstrações ressalvadas pelos auditores independentes; (iii) e que registraram resultados negativos (prejuízos).
Corresponding author E-mail: L. P. Barcellos (lpbarcellos@gmail.com) Universidade Federal do Rio de Janeiro, Faculdade de Administração e Ciências Contábeis. Avenida Pasteur, 250, Praia Vermelha. 22290240 - Rio de Janeiro, RJ - Brasil
– Amostra e período dos estudos revisados nesta subseção.
Resultados dos estudos anteriores revisados nesta subseção.
1. Os símbolos (+) e (-) dizem respeito ao sinal do coeficiente encontrado; 2. *, ** e *** indicam que os resultados são significantes aos níveis de 10, 5 e 1%, respectivamente. 3. Com exceção de Kirch, Lima e Terra (2012), que empregaram modelo de dados em painel e de regressão de Poisson, os demais estudos utilizaram modelo de regressão multivariada pooled. 4. Foram listadas na Tabela 1 tão somente as variáveis de interesse para este estudo, ainda que definidas a partir de abordagens diversas. Desta forma, as variáveis listadas não esgotam o modelo empregado por cada uma das pesquisas. 5. As abreviações empregadas para as variáveis dispostas na coluna à esquerda estão especificadas no Figura 2. 6. Apesar de haver semelhança nas formas de mensuração das variáveis aplicadas pelos estudos listados, não há homogeneidade. Considerando que a transcrição destas foge ao escopo da pesquisa, sugere-se ao leitor interessado em tais minúcias que consulte os respectivos estudos, listados nas referências.
Seleção da amostra.
Mensuração das variáveis, sinal esperado e fontes dos dados coletados.
Testes de especificação do mod. da Equação 2.
1. ***: Significante ao nível de 1%.
Estatísticas descritivas, por exercício, das variáveis aplicadas aos modelos.
1. Mín = Mínimo; Máx. = Máximo; Desv. Pad. = Desvio Padrão; Freq. = Frequência; abs. = absoluta; e rel. = relativa.
Distribuição da defasagem, por intervalos de dias e por exercício.
Resultados das estimações dos modelos das equações 1 e 2. Variável
1. Para cada variável são apresentados o coeficiente e, entre parênteses, o erro padrão robusto. 2. ***, ** e *: Significante aos níveis de 1, 5 e 10%, respectivamente. 3. O número de observações é justificado pela perda de dados decorrente da escolha da proxy para más notícias.
