O Custo de Capital Próprio pode ser entendido como a taxa de retorno esperada que espelha o risco de um negócio, de forma a garantir adequadamente a atratividade de recursos de novos investidores à empresa. Conforme Martins (2012), na ocorrência de diferença informacional entre os acionistas de uma empresa, os novos investidores tendem a diminuir o preço de oferta de compra que considerariam justo para suas ações, tendo em vista a incerteza na precificação desses ativos devido à presença de assimetria de informação entre seus negociadores. Como consequência, esse fenômeno, que é um mecanismo de proteção dos investidores, eleva o Custo de Capital Próprio da empresa.

Botosan (1997) aponta que, na literatura, as pesquisas são fundamentadas na premissa de que o Custo de Capital Próprio é relacionado negativamente com o nível de disclosure das firmas, primeiro, porque, quanto mais disclosure a firma possui, maior é a liquidez de suas ações e, portanto, há uma redução do Custo de Capital Próprio por meio da diminuição dos custos de transação, ou pelo aumento da procura pelas ações da empresa. Para esse autor, outro fator que garante essa relação negativa é que altos níveis de disclosure reduzem o risco estimado pelos investidores, uma vez que eles possuem mais informações para computar nos parâmetros dos retornos das ações e na distribuição de dividendos, de acordo com os informes divulgados.

Níveis mais elevados de disclosure tendem a reduzir o Custo de Capital Próprio pelo fato de reduzirem a assimetria de informação no mercado. Contudo, se os níveis de disclosure forem oportunistas, eles podem acabar elevando o Custo de Capital Próprio, fato observado por Botosan e Plumlee (2002) quando se referem a uma elevação na volatilidade dos preços das ações decorridas dessas medidas de disclosures em momentos oportunos. Uma vez que a informação financeira é relevante, como apontam Lambert et al. (2007), sua divulgação tem o poder de afetar a precificação de ativos no mercado de capitais.

Nesse sentido, Alencar (2005) destaca que a contabilidade proporciona um ambiente mais simétrico de informação aos agentes de um mercado, uma vez que evidencia as informações a esses agentes para que eles tomem suas decisões de investimentos com maior efetividade. Assim, quando não são fornecidas todas as informações relevantes sobre uma firma, a assimetria existente pode reduzir as ofertas por suas ações, elevando seu Custo de Capital. Isso é ratificado por Alencar (2005), quando analisou a relação entre o Custo de Capital Próprio e o nível de disclosure de empresas brasileiras, utilizando uma amostra contendo 222 firmas. Os resultados encontrados evidenciaram que o nível de disclosure não afetou o Custo de Capital porque o mercado brasileiro possui algumas características específicas que afetaram essa relação. No entanto, foi observado que empresas maiores ofertaram taxas de retornos mais elevadas do que as menores.

De forma semelhante, Lambert et al. (2007) investigaram a relação entre o Custo de Capital e a informação contábil, construindo um modelo consistente com o Capital Asset Pricing Model (CAPM), que permitiu uma relação múltipla com as ações cujos fluxos de caixa foram correlacionados, em que o diferencial do seu modelo, em relação aos outros, residiu no fato de não se tratar de uma única empresa, pois o Custo de Capital Próprio foi definido como o retorno esperado da ação de uma firma. Verificaram que a informação contábil influenciou o Custo de Capital de duas formas: diretamente, quando a informação de alta qualidade não impactou o fluxo de caixa, mas impactando nos participantes do mercado cujos fluxos de caixa foram avaliados; e indiretamente, quando a alta qualidade da informação contábil afetou as decisões reais das firmas, influenciando seu valor esperado e as covariâncias dos fluxos de caixa das empresas.

Lambert et al. (2007) também observaram a redução da variância dos fluxos de caixa das firmas analisadas quando as informações contábeis apresentaram alta qualidade. De forma semelhante, foi observado que a alta qualidade das informações, assim como o disclosure, afetou as covariâncias das empresas analisadas com as demais firmas, resultando em uma aproximação do Custo de Capital Próprio da firma à taxa livre de risco. Por isso, é razoável esperar uma relação entre o Custo de Capital e a qualidade das informações de divulgação dos lucros das empresas.

A Hipótese de Mercado Eficiente (HME), postulada por Fama (1970), pressupõe que, dadas as informações disponíveis em um determinado momento, as ações de uma empresa devem ser precificadas refletindo esse conjunto de informações. Portanto, não seria possível que um agente do mercado obtivesse resultado esperado acima do normal de mercado, pois, em um mercado eficiente, as informações são simétricas, e, por essa razão, não se pode esperar resultados anormais provenientes do uso de informações assimétricas.

A assimetria de informações foi exposta inicialmente por Akerlof (1970) por meio do mercado de carros usados norte-americano, explicando a assimetria informacional com base em uma negociação de compra e venda de um carro usado, pois os agentes (comprador e vendedor) podem deter conteúdo informacional diferenciado, em que o vendedor pode estipular um preço acima da média, caso o seu carro esteja em boas condições, enquanto o comprador, por desconhecer a qualidade e o estado material do veículo, pode precificá-lo a um preço abaixo do que ele valeria realmente (caso o carro fosse de boa qualidade). No fim, o mercado de carros usados pode ser prejudicado, visto que o vendedor pode não aceitar o preço proposto e os carros de péssimo estado podem ser vendidos a um preço médio acima do que valeriam realmente.

Ao reduzir a assimetria informacional, a companhia busca a diminuição do Custo de Capital ao emitir ações ou títulos no mercado. As empresas possuem diferentes incentivos para disponibilizar informações voluntariamente, dessa forma, elas captam recursos no mercado de capitais e, além disso, buscam a maximização do seu valor. Para tanto, estratégias competitivas de divulgação de informações devem ser levadas em conta (Verrechia, 2001). Nesse sentido, Kothari (2001) mostrou a necessidade de testar a eficiência do mercado em conjunto com outras variáveis contábeis, haja vista que o mercado não se mostra eficiente em sua forma forte. Portanto, informações públicas são importantes para a precificação e avaliação de uma empresa, pois, nesse mercado, um insider poderia obter uma vantagem em suas negociações com uma informação privada ainda não divulgada ao público em geral.

No que se refere à divulgação dos resultados das empresas, há indícios de que os lucros transparentes sejam correlacionados negativamente com o Custo de Capital Próprio, pois a assimetria de informação se relaciona positivamente com o Custo de Capital (Diamond e Verrecchia, 1991; Barth et al., 2013). Isso porque a Transparência dos Lucros é inversamente relacionada com a assimetria de informação. Assim, é natural se esperar que a maior Transparência dos Lucros das empresas reduza a assimetria de informação no mercado e, por conseguinte, reduza o Custo de Capital Próprio dessas empresas.

Isso é ratificado por Diamond e Verrecchia (1991) quando observam que um dos objetivos da divulgação das informações contábeis é reduzir o Custo de Capital Próprio da firma, ajudando o mercado a se manter com maiores níveis de liquidez. Seguindo essa linha de raciocínio, ainda sob os pressupostos da HME, Paulo et al. (2012) afirmam que existe assimetria entre o conteúdo de informação dos lucros e as outras maneiras de sinalização dos informes financeiros e contábeis das firmas. Portanto, quanto maior o período entre a divulgação dos lucros e o período final do exercício social, tende-se a inferir que o conteúdo da informação se reduza.

No mercado brasileiro, Martins e Paulo (2014) buscaram relacionar diferentes características econômico-financeiras das empresas e a assimetria de informação na negociação de suas ações, utilizando a probabilidade de negociação com informação privilegiada (PIN) como proxy para a assimetria informacional. Os resultados indicaram uma correlação positiva da assimetria de informação com o Custo de Capital Próprio e com o retorno das firmas. Assim, concluíram que a assimetria de informação está presente nas negociações no mercado brasileiro de capitais e que é refletida no Custo de Capital e nos preços das ações.

Na literatura adjacente, é possível observar que os lucros não possuem alto poder explicativo sobre os retornos das ações, ou seja, as informações divulgadas pela contabilidade não possuem alta qualidade informativa e, sendo assim, apresentam baixa serventia para os investidores. Porém, é possível verificar que há uma correlação significativa entre os lucros e os retornos das empresas, possivelmente pelo aumento da qualidade da informação contábil (Kothari, 2001; Paulo et al., 2012). Isso pode ser explicado pela dicotomia entre a avaliação a custo histórico e por accruals, uma vez que o conservadorismo e a comparabilidade ganham espaço nessa discussão, assim como a eficiência dos lucros correntes em absorver o impacto dos eventos econômicos manifestados sobre os preços (Morse, 1980; Dechow, 1994; Basu, 1997; Paulo et al., 2012).

Dessa maneira, se os lucros no período t não sincronizam com os preços do mesmo período, então os fatos contidos no preço do período t se tornam relevantes para explicar os lucros futuros, evento que é conhecido como price-lead-earnings (Kothari e Zimmerman, 1995; Kothari, 2001; Paulo et al., 2012). Nessa concepção, para este trabalho, tem-se uma representação semelhante para o significado de transparência de lucro, utilizada por Barth et al. (2013), no qual se desempenha uma medida que refletirá melhor as mudanças no valor econômico da firma, especificamente o retorno-lucro, esperando-se que, para empresas mais transparentes, a incerteza em relação à variação do valor do seu patrimônio seja menor e, portanto, elas desfrutem de um menor Custo de Capital Próprio.

A literatura analisada sobre as características das informações contábeis é bastante extensa. Alguns estudos utilizam proxies para o Custo de Capital Próprio e o relacionam com fatores da contabilidade, no entanto, pode-se observar que a literatura especificamente relacionada à relação entre o Custo de Capital e a Transparência dos Lucros é bastante escassa.

Para realizar uma investigação sobre a relação entre a política de divulgação e liquidez no mercado de ações, Welker (1995) realizou testes que assumem a política de divulgação endógena, revelando uma relação negativa e significativa entre a política de divulgação e as variações das negociações das ações, mesmo depois de controlar os efeitos da volatilidade de retorno, volume da negociação e preço das ações. Os testes para a variação transversal dos spreads, a sensibilidade dos spreads, a política de divulgação e a probabilidade de ocorrência de informações são geralmente consistentes com as previsões, embora esses resultados não tenham sido estatisticamente significativos. Seus resultados são consistentes em mostrar que a noção de que uma política bem aceita de divulgação reduz a assimetria de informação e, consequentemente, aumenta a liquidez das ações.

Já Botosan (1997) examinou a associação entre o nível de disclosure e o Custo de Capital Próprio, através da realização de regressão de estimativas específicas de Custo de Capital Próprio da firma, do beta de mercado, do tamanho da empresa e de uma medida de nível de disclosure. Os resultados da pesquisa mostraram que, em empresas que tinham seguidas análises de baixas, observou-se que uma maior divulgação está associada a um menor Custo de Capital Próprio, mas, em empresas com seguidas análises de altas, por conta da realização de uma medida própria de divulgação baseada em relatórios anuais, não se pôde encontrar uma proxy adequada para se concluir sobre o nível de disclosure global, quando os analistas desempenharam um papel significativo no processo de comunicação.

Na contextualização da relação negativa da assimetria informacional e o aumento dos retornos, Healy et al. (1999) investigaram se as empresas se beneficiaram com a expansão da divulgação voluntária, examinando mudanças nos fatores de mercado de capitais associadas aos aumentos das classificações de analistas, em que ficou constatado que melhoras no nível de divulgação são acompanhadas por aumentos nos retornos das ações das empresas analisadas. Esse resultado persistiu após o controle do desempenho contemporâneo e dos ganhos e outras variáveis, como o risco, o crescimento e o tamanho da empresa.

Com o objetivo de examinar a associação entre o Custo de Capital Próprio e os níveis de divulgação oportuna dos relatórios anuais, além das atividades relacionadas aos investidores, Botosan e Plumlee (2002) realizaram uma estimativa do Custo de Capital Próprio utilizando o modelo clássico de desconto de dividendos. O resultado encontrado foi de que o Custo de Capital Próprio diminuiu com nível de divulgação do relatório anual, mas aumentou com o nível de divulgação oportunista, não havendo relação entre o nível de atividades de relações com investidores e o Custo de Capital Próprio.

A Transparência dos Lucros foi analisada por Francis et al. (2005) como uma condição redutora da assimetria informacional que, por consequência, impactava os retornos subsequentes, a qual é uma proxy para o Custo de Capital. Foi evidenciada pelos autores uma associação negativa entre a relevância e a Transparência dos Lucros com o Custo de Capital, mas os testes realizados não conseguiram sustentar a inferência do estudo, pois ela acabou sendo enviesada para cima, dada a não contagem de correlação dos resíduos da regressão. Barth et al. (2013) trataram de corrigir esse problema, levando em conta os resíduos da regressão, e suportaram que não existia relação entre a Transparência dos Lucros e o Custo de Capital.

No mesmo sentido, Botosan (2006) observou que as pesquisas sugerem que a informação reduz o Custo de Capital pelo fato de diminuir o risco de estimação dos investidores. O risco de estimação é considerado um elemento adicional de risco que surge pelo fato dos investidores não conseguirem parametrizar os retornos e as distribuições de dividendos. Ainda, para esse autor, a informação disponível é o único parâmetro alcançável aos agentes de mercado e, portanto, ela necessita apresentar certas características de qualidade para possibilitar uma estimação de valor mais confiável.

Barth et al. (2013) analisaram a Transparência dos Lucros e sua relação com o Custo de Capital das firmas norte-americanas entre os anos 1974 e 2000. Basearam a medida de Transparência dos Lucros no R² das regressões entre retorno e lucro. Observaram uma relação negativa entre a Transparência dos Lucros e o retorno, assim como o Custo de Capital Esperado. Portanto, as evidências dos autores foram de que firmas com maiores Transparência dos Lucros desfrutam de menores Custos de Capital.

No Brasil, correlacionando o Custo de Capital à divulgação voluntária, Garcia et al. (2004) estudaram as empresas brasileiras de capital aberto, no qual se compara a política de transparência das informações pelas normas emitidas pelos órgãos reguladores do mercado de capitais. Dessa forma, as empresas que realizam o “dual listing”, detendo ADR (American Depositary Receipt) de nível 2 ou 3 são obrigadas pela SEC (Securities and Exchange Comission) a informarem no Formulário 20-F maiores detalhes de riscos para o investidor.

Barros et al. (2015) estudaram a relação das decisões direcionadas a aumentar o nível de disclosure e o custo da dívida de financiamentos de curto prazo, cujos resultados não indicaram sinais de relação negativa. Adicionalmente, haja vista a escassez de evidências no mercado brasileiro, este estudo tem como sua principal contribuição à literatura nacional a apresentação de evidências que relacionem o Custo de Capital Próprio à Transparência dos Lucros das empresas.

Para a realização deste estudo foram coletados os dados de todas as empresas negociadas na BM&FBOVESPA durante o período de 2005 a 2014. As empresas do setor financeiro foram excluídas da amostra analisada devido à alta alavancagem apresentada por essas companhias, assim como por possuírem normas contábeis específicas, o que poderia distorcer as análises. Foram também subtraídas da amostra as empresas que não apresentaram as informações necessárias para o estudo em pelo menos um dos anos. Ainda, efetuou-se um controle para outliers que ultrapassaram três desvios padrões, retirando-os da amostra analisada para que não houvesse viés nas análises. Por fim, a amostra final analisada contou com 246 empresas, resultando em 1.397 observações em um painel de dados desbalanceado.

Os dados analisados neste estudo foram coletados na base de dados da Economatica®, com exceção das previsões dos analistas para os lucros por ação das empresas, que foram coletadas na base da Thomson Reuters. Para as empresas que possuíam mais de um tipo de ação sendo negociado, optou-se por aquele com maior liquidez.

Custo de Capital Próprio utilizado neste trabalho seguiu os fundamentos de Ohlson (1995), Botosan (1997) e Botosan e Plumlee (2005), os quais apresentaram a metodologia do Custo de Capital implícito utilizando o crescimento dos lucros por ação. A justificativa para a escolha dessa metodologia, ao contrário d

O Custo de Capital Próprio utilizado neste trabalho seguiu os fundamentos de Ohlson (1995), Botosan (1997) e Botosan e Plumlee (2005), os quais apresentaram a metodologia do Custo de Capital implícito utilizando o crescimento dos lucros por ação. A justificativa para a escolha dessa metodologia, ao contrário dos três fatores de Fama e French (1995), reside no fato de que, de acordo com Botosan (2006), os problemas na estimação do Custo de Capital pelo CAPM, como pelos três fatores de Fama e French (1995), existem pelo fato de que estimar o risco de mercado possui fragilidades (prêmios de risco históricos como proxy para o valor esperado, mas isso impõe uma suposição de estabilidade intertemporal que não pode ser descrita), além do fato de a magnitude do prêmio de risco histórico ser sensível às mudanças nas taxas livre de risco.

Portanto, a estimação do beta de mercado histórico de uma firma é sensível aos fatores de estimação, como índice de mercado, intervalo de retorno e período de estimação. Sabe-se que outros fatores de risco influenciam o Custo de Capital das firmas, tanto que o modelo de três fatores Fama e French (1995) expande o conceito do CAPM incluindo os riscos capturados pelo tamanho e pelo market-to-book. Mesmo assim, esse modelo apresenta os problemas relatados acima, como não consegue explicar teoricamente os riscos não diversificáveis do tamanho da firma e do market-to-book, fazendo com que o modelo se torne incompleto.

Nesse sentido, a proxy utilizada neste trabalho, conforme Botosan (1997) e Botosan e Plumlee (2005), representa o Custo de Capital Próprio Esperado para cada firma i no ano t (CCE), que é expresso conforme Equação 1.

(1)

Em que, CCE_i,t é o Custo de Capital Esperado da empresa i no período t, representa o lucro por ação da empresa i para o ano t (ou t+1) e P_i,t-1 é o preço da ação para o ano t-1.

Tanto a Transparência dos Lucros como o Custo de Capital Próprio são diferenciados entre as firmas e variam ao longo do tempo, portanto, é preciso basear a medida de Transparência dos Lucros apenas em informações correntes e projetar a medida para permitir variações tanto em corte transversal como em períodos de tempo diferentes.

A medida de Transparência dos Lucros utilizada no presente trabalho foi baseada em Barth et al. (2013), que buscaram relacionar os lucros e suas variações com os retornos das firmas, isto é, quanto melhor essas variáveis explicarem os retornos, maior será a transparência, uma vez que o desempenho econômico e suas mudanças serão precificadas no mercado e refletidas nos retornos. Dessa forma, entende-se que a métrica Transparência dos Lucros empregada nesta pesquisa é similar à proxy de qualidade da informação contábil denominada Value Relevance, empregada por Francis et al. (2004).

A partir da relação retorno-lucro, faz-se uso do R² ajustado da regressão estimada. É possível interpretar da seguinte maneira: quanto maior o R², maior o poder explicativo da relação retorno-lucro e, consequentemente, mais transparentes são os lucros.

Algumas variações ao longo do tempo modificam a forma de estrutura de capital, assim como os lucros das empresas. Além disso, essas variáveis são distintas por setores de negócio da empresa. Para corrigir qualquer viés nesse aspecto, foi feita uma segregação por setores industriais e complementar, adicionando uma variável neutra aos setores. Essa variável neutra foi estimada pela relação retorno-lucro através dos quartis do portfólio, baseado nos resíduos das estimações das regressões por setores. Então, a medida de Transparência dos Lucros para cada empresa i no ano t (TRANS_i,t), explicitada na Equação 2, é a soma dos R²s pertencentes às regressões dos j setores (TRANSI_j,t) e dos R²s das regressões dos p portfólios (TRANSIN_p,t).

(2)

Em que, j representa o setor da empresa i e p é o portfólio de empresas. Para calcular o TRANSI_j,t, estimou-se a Equação 3.

(3)

Em que, RET_i,j,té o retorno anual medido após três meses do fim do ano fiscal das firmas, são os lucros antes dos itens extraordinários e operações descontinuadas, deflacionado pelo preço da ação no início do ano, e é a variação dos lucros entre os anos t-1 e t. Para calcular o , estimou-se a Equação 4.

(4)

Os parâmetros da Equação 4 são aqueles apresentados para a Equação 3, desta vez estimados para o portfólio. Assim, para estimar a Equação 4, é necessário capturar as observações da Equação 3 em quatro portfólios baseados na magnitude dos resíduos associados a cada regressão anual dos setores. Esse procedimento assume que os resíduos de magnitudes iguais são informativos sobre os aspectos comuns à neutralidade dos setores, de forma independe do desvio-padrão da regressão dos setores das firmas. Para isso, é utilizado o procedimento de estimação da Equação 4, tomando-se as observações em portfólios (p = 1, 2, 3, 4), fazendo com que os componentes neutros aos setores da Transparência dos Lucros variem no tempo. Portanto, se o grupo de firmas dos portfólios falharem em refletir os fatores comuns na relação retorno-lucro entre as firmas de cada portfólio, então o R² será pequeno.

Para testar se TRANS é relacionada negativamente com o Custo de Capital Próprio Esperado (CCE_i,t), estimou-se a regressão expressa na Equação 5. Para isso, utilizou-se o teste de Hausman (1978) para identificar a utilização de Efeitos Fixos para a estimativa de regressões com dados em painel. Adicionalmente, ao observar a existência de altos desvios-padrão das variáveis e a possibilidade de heterocedasticidade, foram estimadas regressões quantílicas na mediana, para controlar os efeitos de outliers, e pelo método Generalized Least Squares (GLS), que fornece estimativas não viesadas na presença de heterocedasticidade.

(5)

Em que, CCE_i,t é o Custo de Capital Próprio Esperado da firma i para o ano t+1, baseado nas informações disponíveis até o fim do ano t e é a Transparência dos Lucros da firma i no período t. Logo, é previsto que, como se espera que a Transparência dos Lucros se relacione negativamente com o CCE_i,t, então é negativo. é a dívida de longo prazo dividida pelos ativos totais, que, de acordo com Barth et al. (2013), deve ser incluída para não provocar problema de má-especificação (i.e., variável omitida). é o logaritmo natural do valor de mercado do patrimônio líquido utilizada como proxy para tamanho da firma, que, de acordo com Botosan (1997), se relacionando negativamente com o CCE_i,t, razão pela qual firmas maiores produzem maiores níveis de qualidade da informação contábil, que, consequentemente, reduz o seu Custo de Capital Próprio. é a razão do valor contábil pelo valor de mercado do patrimônio líquido, cujo sinal esperado é negativo com o CCE_i,t, conforme Barth et al. (2013). E é o risco estimado pelo CAPM da firma i no ano t, que, de acordo com Botosan (1997), se relaciona positivamente com o CCE_i,t, pois representa o risco sistemático do ativo em relação ao mercado no qual a firma negocia as ações.

A relação negativa entre CCE e TRANS indica que o Custo de Capital implícito e a Transparência dos Lucros refletem informações comuns. Barth et al. (2013) encontram resultados que indicam serem as características dos riscos fundamentais e a Transparência dos Lucros fatores que refletem características de informações comuns com o Custo de Capital. Esses resultados podem compartilhar evidências semelhantes com os estudos que identificaram esses riscos (Lettau e Ludvigson, 2001; Petkova, 2006).

Para evidenciar que a correlação entre CCE e TRANS é atribuída às características dos riscos fundamentais, estimaram-se duas versões da Equação 5, uma que exclui as características , e outra que as inclui. Por fim, se a relação entre CCE e TRANS encontrada for negativa, então TRANS capta as dimensões dos riscos refletidos no Custo de Capital implícito representado pela taxa de crescimento dos lucros no horizonte de previsão e, além disso, se isso se verificar, será negativo, se não, será insignificante estatisticamente.