Impacto do Impairment do Goodwill no custo de capital próprio em diferentes ambientes institucionais

Resumo:

Estudos anteriores sugerem que o impairment do goodwill esteja associado a um aumento no custo de capital próprio. No entanto, pouca atenção tem sido dada à influência dos ambientes institucionais nessa associação. No presente estudo, essa associação foi investigada em diferentes ambientes institucionais. Usando a Capital IQ, foram coletados dados de demonstrações contábeis divulgadas entre 2010 e 2019 de 18.905 empresas sediadas em 42 países. Esses países foram classificados em dois grupos: alto nível de enforcement e auditoria e baixo nível de enforcement e auditoria. Foi desenvolvido um modelo de associação entre o custo de capital próprio e o impairment do goodwill testado com os dados organizados em painel. Os coeficientes da regressão foram estimados individualmente para cada um dos grupos e comparados pelo teste de Wald. Os resultados permitem concluir que o aumento no custo de capital próprio associado ao impairment do goodwill é observado com maior intensidade em países de baixo nível de enforcement e auditoria. Isso revela que a aplicação da IAS 36 em diferentes ambientes pode ter consequências econômicas diferentes, o que deve ser levado em consideração quando se discute a qualidade das normas.

Palavras-chave:
Impairment do goodwill; Custo de Capital Próprio; Ambientes Institucionais

Abstract:

Previous studies suggested that goodwill impairment is associated with an increase in the cost of equity, however little attention has been paid to the influence of institutional environments on this association. In this study, we investigated this association in different institutional settings. Using Capital IQ, we collected data from financial statements released between 2010 and 2019 from 18,905 companies based in 42 countries. These countries were classified into two groups: those with a high level of enforcement and audit and those with a low level of enforcement and audit. An association model was developed between the cost of equity and goodwill impairment, tested using the panel data. Regression coefficients were estimated individually for each group and compared using the Wald test. Based on the results, we concluded that the increase in the cost of equity associated with goodwill impairment is observed more intensely in countries with low levels of enforcement and auditing. This reveals that the application of IAS 36 in different environments can entail different economic consequences, which need to be taken into account when discussing the quality of standards.

Keywords:
Impairment of goodwill; Cost of equity; Institutional environments

1. Introdução

Muito se discute a respeito do tratamento contábil da baixa do goodwill no meio científico (Appleton et al., 2023; Durocher & Georgiou, 2022). Até o momento, esse assunto tem sido debatido com diferentes enfoques como qualidade da informação contábil, gerenciamento de resultados e mercado de capitais. No entanto, os resultados não permitem afirmar que o teste de recuperabilidade é a técnica contábil mais adequada para tratar o goodwill.

No que se refere à qualidade da informação contábil, Knauer e Wöhrmann (2016) demonstraram que em países com baixa força institucional e baixo nível de proteção legal dos investidores o gerenciamento oportunístico da informação pode ser facilitado. Eles apontam que a confiabilidade do impairment do goodwill é inferior em países com baixa força institucional.

Já na literatura de gerenciamento de resultados, Jahmani et al. (2010) evidenciaram que as companhias usam o impairment do goodwill para suavizar os resultados, enquanto Nguyen (2019) aponta que o reconhecimento da perda por impairment do goodwill pode ser feito de maneira tardia, e fruto de manipulação da informação contábil.

Essa possibilidade de gerenciamento de resultados, adicionada à piora na qualidade da informação contábil (Knauer & Wöhrmann, 2016), pode aumentar a percepção do risco por parte dos usuários da informação. O risco, por sua vez, pode ser refletido no custo de capital próprio. Alguns estudos já investigaram tal relação como os de Iatridis e Senftlechner (2014), que encontraram uma associação positiva entre o impairment do goodwill e o custo de capital próprio na Áustria. Ou seja, o reconhecimento da perda por impairment do goodwill aumenta o custo de capital próprio. Sun e Zhang (2016) indicaram que, na América do Norte, a divulgação da perda por impairment do goodwill está associada a uma nota de crédito inferior, portanto, também há uma relação positiva com o custo de capital de terceiros.

Além disso Mazzi et al. (2017) que demonstraram haver uma relação negativa entre o disclousure sobre impairment do goodwill e o custo de capital próprio na Europa. Em outras palavras, uma informação contábil mais detalhada sobre o impairment do goodwill pode diminuir o custo de capital próprio.

Esses estudos consideraram países de ambientes institucionais semelhantes, com exceção da Europa. Além disso, outras diferenças institucionais, como enforcement e o nível de desenvolvimento de mercado de capitais, podem limitar essas pesquisas no que se refere às conclusões obtidas para países com ambientes institucionais diferentes (Pirveli & Zimmermann, 2019).

Embora o estudo de Knauer e Wöhrmann (2016) considere países com diferentes ambientes institucionais, os autores analisaram o efeito do impairment do goodwill na confiabilidade da informação contábil e não no custo de capital próprio. Já os estudos de Iatridis e Senftlechner (2014) e Mazzi et al., (2017) observaram o efeito do impairment do goodwill no custo de capital próprio, mas consideraram países com ambientes institucionais semelhantes. Há, portanto, oportunidade de pesquisa, haja vista que as evidências fornecidas por Iatridis e Senftlechner (2014) e Mazzi et al., (2017) não podem ser diretamente inferidas para outros países, com diferentes ambientes institucionais.

Por isso, o presente estudo tem o objetivo de investigar se o aumento no custo de capital próprio, associado ao impairment do goodwill, é maior em países de baixo nível de enforcement e auditoria quando comparado ao de países de alto nível de enforcement e auditoria. O nível de enforcement inclui questões voltadas para a regulação do mercado, enquanto a auditoria envolve a regulamentação da profissão de auditoria, e outros aspectos. Ambos podem trazer uma visão mais adequada sobre a relação entre impairment do goodwill e custo de capital próprio, principalmente ao considerar diferentes ambientes institucionais. Portanto, é proposta a seguinte questão de pesquisa: O aumento no custo de capital próprio associado ao impairment do goodwill é maior em países de baixo nível de enforcement e auditoria, quando comparado ao de países de alto nível de enforcement e auditoria? Para tanto, foram investigados 42 países de diferentes continentes, exceto Antártica, cujos ambientes institucionais se diferenciam pelos níveis de enforcement e auditoria, conforme estudo de Brown et al., (2014).

Como em países de baixo nível de enforcement e auditoria a qualidade das demonstrações contábeis pode ser menor (Knauer & Wöhrmann, 2016), é possível estabelecer que a confiabilidade no teste de impairment do goodwill também seja menor o que pode estar associado a um aumento na percepção de risco do investidor e, por fim, ser refletido no custo de capital próprio (Sharpe, 1994).

Os resultados desta pesquisa podem contribuir para o entendimento dos efeitos causados pelas normas internacionais, em especial a IAS 36 e sua aplicação em diferentes níveis de enforcement e auditoria. Por exemplo, a literatura atual identificou uma associação positiva entre o impairment do goodwill e o custo de capital (Iatridis & Senftlechner, 2014; Sun & Zhang, 2016; e Mazzi et al., 2017). Todavia, se esse aumento no custo do capital estiver associado ao nível de enforcement e auditoria, essa conclusão não pode ser diretamente alcançada. Com isso, a pesquisa visa incluir a dimensão de enforcement e auditoria ao examinar a relação entre impairment do goodwill e o custo de capital próprio. Nesse sentido, os achados deste estudo podem fornecer evidências empíricas que contribuem para essa discussão, principalmente diante do debate voltado para a contabilização mais adequada da baixa do goodwill - vide Discussion Paper Business Combinations-Disclosures, Goodwill and Impairment (IFRS Foundation, 2020).

Além disso, a globalização dos investimentos é um fenômeno cada vez mais observado. Por isso, a padronização das demonstrações contábeis pelas IFRS pode trazer benefícios para os investidores, como a comparabilidade de empresas de países diferentes. Contudo, a aplicação do teste de impairment no goodwill pode acontecer de maneira distinta em países que possuem ambientes institucionais diferentes, e isso pode gerar informações que, apesar de terem sido preparadas seguindo os mesmos princípios, possuem qualidades diferentes (Knauer & Wöhrmann, 2016). Assim, os investidores de diferentes países também podem se beneficiar dos achados desta pesquisa.

2. Revisão da Literatura e Desenvolvimento da Hipótese de Pesquisa

Dentre as diferenças institucionais já investigadas pela literatura estão os sistemas jurídicos: Code Law e Common Law. Nos países com sistemas jurídicos criados a partir do Code Law, ou Direito Romano, no que se refere à contabilidade, é comum prevalecer a forma jurídica sobre a essência econômica dos fatos, ao contrário do que se observa nos países com sistemas jurídicos criados a partir do Common Law (Martins et al., 2007).

No que diz respeito ao ambiente institucional, os autores La Porta et al. (1997) investigaram o nível de proteção legal mensurado tanto pela legislação quanto pelo enforcement na aplicação dessas leis, e evidenciaram que, nos países onde os níveis de proteção legal são baixos, o mercado de capitais é menos desenvolvido. Este estudo fornece classificações dos países quanto à origem do sistema legal, o nível de proteção de investidores minoritários, o nível de proteção de credores, o nível de enforcement, o tamanho do mercado de capitais e a adoção ou não dos padrões internacionais de contabilidade. O método utilizado foi fundamentado numa investigação empírica de 49 países.

Semelhante ao estudo de La Porta et al. (1997), o estudo de Brown et al. (2014) é dedicado à classificação dos ambientes institucionais. Aplicando um questionário, os pesquisadores desenvolveram um índice que considera o nível de enforcement e auditoria. Para o primeiro aspecto, os autores consideram o nível de regulação de mercado, se as autoridades legais tomam medidas de enforcement quanto à divulgação das demonstrações contábeis, aplicações de sanções em casos de non-compliance por parte das empresas e outros. Para o segundo aspecto, tem-se exigência de licenciamento dos auditores, regulamentação da profissão de auditor, obrigatoriedade do rodízio e outros. O índice de Brown et al. (2014) pode ser usado para classificar os países quanto ao ambiente institucional e foi utilizado por ser uma alternativa mais recente em comparação ao estudo de La Porta et al. (1997).

No tocante ao impairment do goodwill, o seu entendimento pode ser alcançado pela análise combinada das normas IFRS 3 - Business Combination, IAS 36 - Impairment of Assets e IFRS 13 - Fair Value Measurement. Nesse sentido, o goodwill é um ativo que pode surgir numa situação de combinação de negócios. Inicialmente, a empresa adquirente deve mensurar os ativos e passivos da empresa a ser adquirida pelo valor justo, em detrimento do custo histórico. Desse modo, o valor do ágio, mensurado pela diferença entre o valor pago e o valor líquido dos ativos e passivos, mensurados pelo valor justo, é divulgado em conta do ativo intangível no balanço patrimonial consolidado.

Após o reconhecimento inicial do goodwill, pelo disposto na IAS 36 - Impairment of Assets, faz-se necessária a aplicação do teste de recuperabilidade, ou impairment, periodicamente. O objetivo do teste de recuperabilidade consiste em assegurar que os ativos divulgados nas demonstrações contábeis estejam registrados em valor que não exceda o seu valor de recuperação, determinado pelo uso ou pela venda de tal ativo (CPC 01, 2010). Nesse sentido, uma vez identificado que o valor registrado no balanço é superior ao valor recuperável, a entidade deve proceder com o ajuste do goodwill, sendo a diferença lançada como despesa no resultado do exercício.

No que se refere à literatura do custo de capital próprio, os modelos publicados para estimar o custo de capital próprio podem ser classificados em duas abordagens: ex post e ex ante. Pela abordagem ex post, o custo de capital próprio é estimado empiricamente, com base em dados históricos. Dessa abordagem, um modelo bastante difundido é o Capital Asset Pricing Model (CAPM). Proposto por Sharpe (1994), o CAPM estabelece uma relação linear positiva entre o retorno esperado pelo acionista e o risco incorrido no investimento. Assim, o retorno esperado por um acionista pode ser calculado pelo retorno obtido em operações “livre de risco”, mais um prêmio pelo risco específico de se investir naquela empresa (Sharpe, 1994).

Pela abordagem ex ante, o custo de capital próprio, comumente tratado como custo de capital implícito, pode ser estimado pela taxa de retorno que equaliza uma sequência de resultados previstos pelos analistas, ao preço de mercado atual da ação. Dessa abordagem, um modelo bastante aplicado é o de Easton (2004), que toma por base o crescimento dos resultados, sendo que o retorno residual futuro é diferente de zero se o preço de mercado da ação não for igual ao valor patrimonial por ação (Easton, 2004).

Não há um consenso a respeito de qual abordagem, ex ante ou ex post, proporcionaria a melhor estimativa do custo de capital próprio (Alencar, 2007). Decorrente disso, algumas pesquisas vêm sendo desenvolvidas. Por exemplo, Savoia et al. (2019) compararam os resultados da aplicação de modelos ex ante e ex post usados para estimar o custo de capital do acionista de empresas de infraestrutura do Brasil. Analisando o período de 2002 a 2014, os pesquisadores propuseram uma relação linear entre o retorno observado dos ativos e o custo de capital próprio medido pelo CAPM e pelo custo de capital implícito baseado em Easton (2004). Os resultados dessa pesquisa indicam que uma abordagem ex ante apresenta resultados mais consistentes para a estimação do custo de capital do acionista.

Essa discussão sobre a abordagem mais adequada para mensurar o custo de capital próprio foi fundamental para a escolha do modelo a ser aplicado neste trabalho, que segue Easton (2004). Em seguida, foi possível explorar a relação entre custo de capital próprio e impairment do goodwill. Por exemplo, a perda por impairment do goodwill pode estar associada a uma piora na confiabilidade da informação contábil (Knauer & Wöhrmann, 2016). Essa piora pode causar um aumento no risco percebido pelos investidores (Easley & O’hara, 2004), e o risco está associado diretamente ao custo de capital próprio (Sharpe, 1994). Portanto, é esperado que o reconhecimento da perda por impairment do goodwill esteja associado a um aumento no custo de capital próprio. Essa relação foi confirmada por Iatridis e Senftlechner (2014), visto que o reconhecimento da perda por impairment do goodwill aumenta o custo de capital. Sun e Zhang (2016) encontraram a mesma relação, mas para o custo de capital de terceiros.

Complementarmente, Mazzi et al. (2017) observaram uma relação negativa entre o disclosure sobre impairment do goodwill e o custo de capital próprio. Ou seja, quanto menor a divulgação sobre a perda por impairment, maior o custo de capital próprio, o que é coerente com um cenário de maior assimetria informacional.

Por isso, inicialmente foi avaliada a associação estatística entre o impairment do goodwill e o custo de capital próprio para os dados da amostra. Essa análise foi feita mediante a investigação da seguinte hipótese de pesquisa:

H1: Há uma relação positiva entre o reconhecimento da perda por impairment do goodwill e o custo de capital próprio.

Adicionalmente, como a perda na confiabilidade da informação contábil é maior em ambientes institucionais com níveis mais baixos de enforcement e auditoria (Knauer & Wöhrmann, 2016), é esperado que, nesses países, haja um aumento no custo de capital próprio associado ao impairment do goodwill de maior grandeza. Além disso, estudos mais recentes como o de Alshehabi et al. (2021) reforçam a influência dos ambientes institucionais nas consequências do impairment do goodwill. Esse estudo demonstrou que a perda por impairment do goodwill é mais relevante em países com ambientes institucionais mais desenvolvidos (Alshehabi et al., 2021).

Para investigar a reação do impairment do goodwill no custo de capital próprio em diferentes ambientes institucionais, conforme estudos de Knauer e Wöhrmann (2016), La Porta et al. (1997), Brown et al. (2014) e Pirveli e Zimmermann (2019), é proposta a seguinte hipótese de pesquisa:

H2: A relação entre o reconhecimento da perda por impairment do goodwill e o custo de capital próprio é mais acentuada em empresas que pertencem a países de ambientes institucionais com menores níveis de enforcement e auditoria.

Para testar essas hipóteses, foram coletados dados de empresas sediadas em diferentes ambientes institucionais, que adotam o padrão contábil estabelecido pelo IFRS e que tinham demonstrações contábeis divulgadas no período de 2010 a 2019 conforme a seguir detalhado.

3. Dados e Método

Os dados foram coletados das demonstrações contábeis divulgadas no período de 2010 a 2019, disponíveis na base de dados da Capital IQ da Standard & Poors® para 42 países ao redor do mundo. A escolha dos países estudados foi feita com base na disponibilidade de índices de ambiente institucional no estudo de Brown et al. (2014), sendo que, dos 51 países presentes no estudo original, 9 não adotavam IFRS no período desse estudo, os quais foram desconsiderados. Esses países foram organizados em dois grupos mediante uma análise de cluster sendo o critério aplicado sobre o índice do estudo de Brown et al. (2014). A Tabela 1 mostra a classificação desses países.

Tabela 1
Ambientes Institucionais

Baixo nível de enforcement e auditoria		Alto nível de enforcement e auditoria
Pais	Brown et al. (2014 )	Pais	Brown et al., (2014 )
Argentina	11	Austrália	52
Áustria	27	Bélgica	44
Brasil	23	Canadá	54
Chile	9	Dinamarca	49
Croácia	22	França	45
República Tcheca	19	Alemanha	44
Finlândia	32	Hong Kong	52
Grécia	26	Irlanda	41
Hungria	18	Israel	48
Jordânia	11	Itália	46
México	11	Malásia	40
Paquistão	18	Países Baixos	43
Peru	16	Nova Zelândia	43
Filipinas	27	Noruega	47
Polônia	28	Espanha	42
Portugal	29	Reino Unido	54
Romênia	15
Rússia	28
Federação Russa	28
Singapura	32
Eslovênia	19
África do Sul	19
Coreia do Sul	28
Suécia	34
Turquia	20
Ucrânia	6
Contagem	26	Contagem	16
Máximo	34	Máximo	54
Mínimo	6	Mínimo	40

• Fonte: elaboração própria

Foram necessários alguns ajustes no banco de dados. Por exemplo, optou-se por excluir os casos em que não foi possível observar o preço da ação, visto que é uma informação utilizada na construção de variáveis do estudo. Por isso, foram excluídas 52.237 observações da base que não tinham informações do preço da ação. Essa e outras exclusões podem ser observadas na Tabela 2.

Tabela 2
Exclusões de dados

Descrição	Observações
Inicial	214.060
(-) Ausência de país	6.629
(-) Duplicidade	30
(-) Ausência de preço da ação	52.237
(-) PL negativo*	9.669
(-) Decréscimo do lucro	25.228
(-) Impairment do goodwill positivo	1.279
(=) Final	118.988

• Notas: Os casos de PL negativo e decréscimo de lucro por ação foram baseados em Mazzi et al., (2017) e Easton (2004), respectivamente. As observações de impairment do goodwill positivas podem estar relacionadas com o ano de adoção de IFRS no país sede da empresa que produziu as demonstrações contábeis. Por exemplo, a Ucrânia adotou obrigatoriamente IFRS a partir de uma Lei em 2017, e isso significa que, antes da adoção das IFRS, as empresas divulgaram suas demonstrações contábeis de acordo com o GAAP local, o que pode gerar diferenças no tratamento do impairment do goodwill.
• Fonte: elaboração própria

Após as exclusões, obtiveram-se 118.988 observações de 18.904 empresas. As 18.904 empresas foram classificadas em 70 setores da economia na base de dados. Cerca de 30% da amostra está concentrada nos setores de Mercado de Capitais, Metais e Mineração e Administração e Desenvolvimento de Real State. O setor representado pela rubrica “Mercado de Capitais”, anteriormente mencionado, se refere às empresas de investimento como bancos e fundos.

Após determinação da amostra, pode-se apresentar o modelo desenvolvido neste estudo pela equação seguinte:

$${CCP}_{i,t}={\alpha +\beta }_1{Imp}_{i,t}+{\beta }_{2}Enfor+{\beta }_3{BtM}_{i,t}+{\beta }_4{Ala}_{i,t}+{\beta }_5{Liq}_{i,t}+{\beta }_6{Roa}_{i,t}+{\beta }_7{Tam}_{i,t}+ℇ$$ (1)

Em que:

CCP é o custo de capital próprio da empresa i em t calculado conforme Easton (2004); Imp é a perda por impairment do goodwill da empresa i em t; Imp é calculada pelo módulo da divisão da perda por impairment do goodwill sobre o ativo total da companhia, permitindo que as perdas por impairment do goodwill sejam comparadas entre empresas com valores de ativos diferentes. Esse cálculo está alinhado com estudos anteriores da literatura como os de Iatridis e Senftlechner (2014), Sun e Zhang (2016) e Mazzi et al. (2017); a variável de ambiente institucional (Enfor) é igual ao índice de enforcement e auditoria de acordo com o estudo de Brown et al. (2014); a variável Book-to-Market (BtM) é calculada pela divisão do valor de mercado pelo valor contábil conforme o estudo de Beatty e Weber (2006).Essa variável pode ajudar a capturar possíveis efeitos dos fatores de mercado; Alavancagem (Ala), calculada pela divisão do passivo circulante e não circulante pelo patrimônio líquido; Liquidez (Liq), calculada pela divisão do passivo total pelo ativo total, conforme os estudos de Kisgen (2006, 2009), Liu (2011), Ahmed e Ali (2015); Retorno Sobre Ativo (Roa), calculado pela divisão do lucro líquido pelo ativo total; e Tamanho (Tam), dado pelo logaritmo natural do ativo total conforme estudos de Ashbaugh-Skaife, Collins e LaFond (2006). ε e α representam o termo de erro e constante da regressão.

O custo de capital próprio foi estimado pela metodologia de Easton (2004), que tem como condição o crescimento dos lucros projetados. Empresas para as quais são feitas as projeções de lucro tendem a ter um acompanhamento mais intenso do mercado que pode interferir em suas práticas administrativas. Além disso, cenário de crescimento dos lucros pode estar relacionado com a expectativa de rentabilidade do negócio, o que pode ter alguma relação com o impairment do goodwill e pode interferir nos resultados encontrados.

Posteriormente foram estimados os coeficientes para as variáveis do modelo. Inicialmente, o modelo foi aplicado em todos os dados da base sem divisão por clusters. Nesse caso, o ambiente institucional foi controlado por variável de controle que corresponde aos níveis de enforcement e auditoria do estudo de Brown et al. (2014) escalonados entre 0 e 1. O coeficiente estimado para a variável impairment do goodwill (Imp) permite analisar o efeito da perda por impairment do goodwill no custo de capital próprio, revelando evidências para a primeira hipótese de pesquisa. Para analisar a segunda hipótese de pesquisa, o mesmo modelo foi aplicado para cada um dos clusters. Nesses casos, como o ambiente institucional é controlado pelos clusters, a variável Enfor foi retirada do modelo, e a validação da hipótese de pesquisa se deu pela comparação dos coeficientes de impairment do goodwill em cada modelo, por meio do teste de Wald.

Também foram aplicados os testes de omissão de variável relevante, heterocedasticidade, multicolinearidade e normalidade dos resíduos. Em comum, o teste de Ramsey indicou omissão de variável relevante no modelo para o teste geral e para os testes dos dois clusters, com um nível de significância de 1%. O objetivo do teste de Ramsey é avaliar a adequação funcional do modelo proposto, visto que o indício de omissão de variável pode significar que outras variáveis de controle podem ser mais adequadas para os modelos estimados. No entanto, não foram identificadas variáveis adicionais, aplicadas em estudos semelhantes da literatura que permitissem uma possível correção.

Para identificar a melhor técnica de estimação dos coeficientes, foram aplicados os seguintes testes: Teste de Chow, para comparar os coeficientes estimados por efeitos fixos e POLS (Pooled Ordinary Least Squares); teste de Breusch-Pagan, para comparar os coeficientes estimados por efeitos Aleatórios e POLS; e o teste de Hausman para comparar os coeficientes estimados pelos efeitos aleatórios e fixos. Os testes indicaram: i) para o modelo geral, o melhor estimador dos coeficientes é o modelo de efeitos fixos, ii) para o cluster de alto nível de enforcement e auditoria, é indicado efeitos fixos também, iii) para o cluster de baixo nível de enforcement e auditoria, os coeficientes estimados pelos efeitos aleatórios prevaleceram estatisticamente sobre os demais.

Adicionalmente, com objetivo de corrigir problemas de endogeneidade apontados nos testes e utilizar uma metodologia robusta para as estimações, foi aplicado também o método de estimação de coeficientes propostos no trabalho de Arellano e Bond (1991). Tal método, também conhecido como painel dinâmico, aplica uma defasagem de um período para a variável dependente, e isso pode minimizar os efeitos de omissão de variável relevante e autocorrelação serial dos resíduos (Arellano & Bond, 1991). Ainda, cabe ressaltar que o Breush-Pagan apontou problemas de heterocedasticidade dos resíduos, sendo os modelos estimados com a matriz de variância e covariância robusta. Por fim, os coeficientes estimados nas tabelas de resultado seguem o modelo de Arellano e Bond, enquanto os coeficientes estimados para efeitos fixos, efeitos aleatórios e POLS não foram reportados neste trabalho.

4. Estatística Descritiva

A primeira análise das estatísticas descritivas indicava presença de outliers. Para minimizar o efeito desses outliers na análise, foi aplicada técnica de winsorização com corte de 10% dos extremos mínimo e máximo das distribuições. Após esse ajuste, as estatísticas descritivas foram preparadas. Esses resultados podem ser observados nas tabelas seguintes, a começar com o alto nível de enforcement e auditoria na Tabela 3.

Tabela 3
Estatísticas de Contagem, Média, Desvio Padrão, Mínimo e Máximo para as Variáveis do Alto nível de enforcement e auditoria de 2010 a 2019

Variável	# Obs.	Média	Desv. P	Mín.	Máx.
CCP	16.888	0,1660	0,0992	0,0534	0,3693
Imp	735	0,1780	0,0239	0,0001	0,0715
BtM	55.856	1,9204	1,5506	0,3996	5,0382
Ala	55.990	0,3664	0,2515	0,0547	0,7792
Liq	55.985	0,3665	0,2515	0,0552	0,7794
Roa	55.985	-0,0575	0,1481	-0,3281	0,1089
Tam	55.985	4,0678	2,1031	1,2162	7,5623

• Nota: CCP é o custo de capital próprio estimado pelo modelo de Easton (2004), Imp é a despesa de impairment do goodwill dividida pelo ativo total, BtM é o índice book-to-market calculado pelo valor de mercado (preço das ações multiplicado pela quantidade de ações) dividido pelo patrimônio líquido, Ala é o índice de alavancagem calculado pela divisão da soma dos passivos circulante e não circulante pela soma de passivo circulante, não circulante e patrimônio líquido, Liq é o índice de liquidez calculado pela divisão do passivo total pelo ativo total, Roa é o índice de retorno sobre o ativo calculado pela divisão do lucro líquido pelo ativo total e Tam é a variável de tamanho da empresa, calculado pelo logaritmo natural do ativo total.
• Fonte: elaboração própria

As médias são positivas e inferiores a um para todas as variáveis, com exceção das variáveis Btm e Tam, cujas médias são maiores que um, e da variável Roa, que é negativa. Os desvios-padrão também apresentam alguma similaridade entre as variáveis sendo que Btm e Tam possuem desvio-padrão maiores (1,55 e 2,10 respectivamente), sendo que as demais variáveis possuem desvios-padrão menores do que um. Um destaque pode ser feito para as variáveis independente e de interesse, as quais possuem média e desvio-padrão igual a 0,16 e 0,09 (custo de capital próprio) e 0,17 e 0,02 (impairment do goodwill) respectivamente. A seguir, as mesmas estatísticas são apresentadas para o grupo de baixo nível de enforcement e auditoria na Tabela 4.

Tabela 4
Estatísticas de Contag]Nem, Média, Desvio-Padrão, Mínimo e Máximo para as Variáveis do Baixo Nível de Enforcement e Auditoria de 2010 a 2019

Variável	# Obs.	Média	Desv. P	Mín.	Máx.
CCP	9.319	0,1864	0,1061	0,0534	0,3693
Imp	540	0,0142	0,0213	0,001	0,0715
BtM	46.281	1,5687	1,3489	0,3996	5,0382
Ala	46.291	0,4496	0,2230	0,0547	0,7792
Liq	46.186	0,4505	0,2225	0,05529	0,7794
Roa	46.183	0,0050	0,0954	-0,3281	0,1089
Tam	46.186	4,6518	1,8090	1,2162	7,5623

• Nota: CCP é o custo de capital próprio estimado pelo modelo de Easton (2004), Imp é a despesa de imppairment do goodwill dividida pelo ativo total, BtM é o índice book-to-market calculado pelo valor de mercado (preço das ações multiplicado pela quantidade de ações) dividido pelo patrimônio líquido, Ala é o índice de alavancagem calculado pela divisão da soma dos passivos circulante e não circulante pela soma de passivo circulante, não circulante e patrimônio líquido, Liq é o índice de liquidez calculado pela divisão do passivo total pelo ativo total, Roa é o índice de retorno sobre o ativo calculado pela divisão do lucro líquido pelo ativo total e Tam é a variável de tamanho da empresa, calculado pelo logaritmo natural do ativo total.
• Fonte: elaboração própria

Para as variáveis independente e de interesse (respectivamente custo de capital próprio e impairment do goodwill), observam-se as seguintes médias: 0,18 e 0,01. Comparando esses números com as médias das mesmas variáveis para outro é possível notar que o custo de capital próprio possui uma média maior no cluster de baixo nível de enforcement e auditoria ao passo que para o impairment do goodwill observa-se o contrário, ou seja, a média é maior no cluster de alto nível de enforcement e auditoria. No que se refere ao desvio-padrão em ambos os clusters e para ambas as variáveis, observam-se números menores que um e positivos, sendo que no cluster de alto nível de enforcement e auditoria são sempre maiores que no outro cluster. Essas estatísticas também foram analisadas ano a ano. A análise das estatísticas por ano permite constatar que as observações estão razoavelmente distribuídas aos longos dos anos, sem concentrações extremas. A escassez de dados em um cluster ou em um ano poderia prejudicar a análise, pela pobreza de dados de um ambiente institucional ou de um período. De maneira geral, os dados não têm alterações muito extremas ao longo do tempo, seja para a contagem, seja para o desvio-padrão.

No que se refere às médias, no cluster de alto nível de enforcement e auditoria, destacam-se o maior e menor custo de capital próprio: 20% para 2019 e 16% para 2014, respectivamente. No caso do baixo nível de enforcemente e auditoria, a máxima e a mínima ficaram para os anos 2012 e 2019, respectivamente, com 23% e 19% também para a variável de custo de capital próprio. Para a variável de impairment do goodwill, a situação é semelhante para o cluster de alto nível de enforcement e auditoria, sendo que a maior observação fica para o ano de 2014, com 12%, e a menor para 2019, com 3%. No cluster de baixo nível de enforcement e auditoria, a maior observação foi feita para o ano de 2016, 8%, e a menor para o ano 2015, 2%. Por fim, é apresentado o gráfico de caixa para cada variável que permite a visualização dos dados após o tratamento dos outliers na Figura 1.

Figura 1.
Gráficos de Caixa para as variáveis do modelo após a winsorização

Em seguida, foram aplicados testes estatísticos, não reportados neste estudo, com o objetivo de avaliar a diferença estatísticas entre o custo de capital próprio nos grupos de alto e baixo nível de enforcement e auditoria. Como os testes aplicados para avaliar a normalidade da distribuição não permitem afirmar que os dados provêm de uma distribuição normal, optou-se pela aplicação de teste não paramétrico a fim de avaliar a diferença entre os grupos. O teste utilizado foi o de Mann-Whitney aplicado para duas amostras independentes, cujo nível de mensuração das variáveis é ordinal (Fávero et al., 2014, p. 163).

Para um nível de confiança α = 5%, o teste de U de Mann-Whitney permite rejeitar a hipótese nula de que não há diferença entre os ambientes institucionais. Essa evidência reforça a hipótese de 2 desta pesquisa, uma vez que, se o custo de capital próprio não tivesse diferença estatística entre grupos de ambiente institucional, não seria possível estabelecer o efeito diferente em cada grupo causado pelo impairment do goodwill.

5. Resultados

Nesta seção, são apresentados os coeficientes estimados após a aplicação do modelo. Esses coeficientes foram estimados três vezes. Na primeira delas, o modelo foi aplicado considerando todos os dados da amostra, e esses resultados podem ser observados na Tabela 5. Posteriormente, os dados foram separados em dois grupos de acordo com cada cluster, baixo e alto nível de enforcement e auditoria. O modelo foi aplicado individualmente para cada um desses grupos, o que resultou em diferentes coeficientes estimados. Os coeficientes estimados para os dados do cluster alto nível de enforcement e auditoria são apresentados na Tabela 6. Os coeficientes estimados para o cluster baixo nível de enforcement e auditoria são apresentados na Tabela 7. Por fim, os coeficientes estimados para a variável de interesse Imp de cada cluster foram comparados pelo Teste de Wald.

Nas tabelas seguintes, são apresentados os coeficientes estimados pela metodologia de Arellano e Bond (1991) para o modelo aplicado aos dados completos, para os dados alto nível de enforcement e auditoria e, em seguida, para os dados de baixo nível de enforcement e auditoria institucional.

Tabela 5
Resultados do Modelo Geral (Arellano e Bond)

Variável	sinal	Coeficiente	t	P>t	Signific.
Impw	-	0,18140097	2,06	0,0392	**
Enfor	-	0,00078965	-4,42	0,0000	***
BtMw	-	0,02180285	-14,24	0,0000	***
Alaw	+	0,03781511	3,03	0,0024	***
Roaw	-	0,24009035	-8,61	0,0000	***
Tam	-	0,01978966	-11,57	0,0000	***
Cons.	+	0,34946898	24,11	0,0000	***

• Nota:Impw: variável de impairment do goodwill, BtMw: variável de Book to Market, Alaw: variável de Alavancagem. Roaw: variável de Retorno Sobre o Ativo Total. Tamw: variável de tamanho, todas winsorizadas e cons: constante do modelo. *10%, **5% e ***1% é o nível de significância estatística.
• Fonte: elaboração própria

Os coeficientes estimados pela metodologia de Arellano e Bond (1991) corroboram os sinais encontrados pelos outros métodos inerentes à metodologia de dados em painel. As Tabelas 6 e 7 apresentam a aplicação da metodologia de Arellano e Bond (1991) para os modelos aplicados aos grupos de ambiente separadamente.

Tabela 6
Resultados do Modelo Alto nível de Enforcement e Auditoria (Arellano e Bond)

Variável	sinal	Coeficiente	t	P>t	Signific.
Impw	+	0, 17714343	0,73	0,4638
BtMw	-	0, 02866433	-6,95	0,0000	***
Alaw	+	0, 08113962	1,13	0.2602
Roaw	-	0, 04331191	-0,39	0,6996
Tam	-	0, 10434813	-4,24	0,0000	***
Cons.	+	0, 85124123	4,73	0,0000	***

• Fonte: elaboração própria
• Notas:Impw: variável de impairment do goodwill, BtMw: variável de Book to Market, Alaw: variável de Alavancagem. Roaw: variável de Retorno Sobre o Ativo Total. Tamw: variável de tamanho, todas winsorizadas e cons: constante do modelo. *10%, **5% e ***1% é o nível de significância estatística.

Os coeficientes estimados possuem características semelhantes aos coeficientes estimados pelas metodologias anteriormente apresentadas para o alto nível de enforcement e auditoria, com exceção da variável de impairment do goodwill, que apresentou sinal negativo para a variável de interesse. Contudo, esse coeficiente estimado para este modelo não é estatisticamente significante. A não significância estatística é persistente ao ser comparada com os coeficientes estimados pelos outros métodos da literatura de dados em painel.

Tabela 7
Resultados do Modelo Baixo Nível de Enforcement e Auditoria (Arellano e Bond)

Variável	sinal	Coeficiente	t	P>t	Signific.
Impw	+	1,2231722	5,17	0,0000	***
BtMw	-	0,05656778	-13,29	0,0000	***
Alaw	-	0,29138319	-1,49	0,1373
Roaw	-	0,37507487	-1,89	0,0582	*
Tam	-	0,0929242	-4,98	0,0000	***
Cons.	+	1,0933484	5,59	0,0000	***

• Fonte: elaboração própria
• Nota:Impw: variável de impairment do goodwill, BtMw: variável de Book to Market, Alaw: variável de Alavancagem. Roaw: variável de Retorno Sobre o Ativo Total. Tamw: variável de tamanho, todas winsorizadas e cons: constante do modelo. *10%, **5% e ***1% é o nível de significância estatística.

Para o baixo nível de enforcement e auditoria, o coeficiente da variável de impairment de goodwill é positivo e estatisticamente significante, e isso corrobora a hipótese de pesquisa 1 deste trabalho. Apesar disso, ela é rejeitada considerando a amostra total (Tabela 5); uma possível explicação deve-se à amostra heterogênea com países distintos, os quais possuem características diferentes em termos de enforcement e auditoria. Todavia, quando a amostra é clusterizada, ela torna-se homogênea, e os resultados tendem a corroborar para a confirmação da hipótese 1 do trabalho, pelo menos para o cenário de baixo nível de enforcement.

5.1. Testes de Wald

A variável de interesse, de impairment do goodwill, foi estimada individualmente para os dados do alto nível de enforcement e auditoria e do baixo nível de enforcement e auditoria. Ao comparar esses coeficientes, é possível observar que os coeficientes do baixo nível de enforcement e auditoria são maiores em relação ao alto (POLS: -0,15 + 0,42= 0,27, Efeitos Fixos: 0,03 + 0,55 = 0,58 e Efeitos Aleatórios: -0,14 + 0,43 = 0,29). Essa diferença pode fornecer uma evidência intuitiva de que o impairment do goodwill esteja associado ao custo de capital próprio de maneira mais intensa para o baixo nível de enforcement e auditoria. Contudo, isso não pode ser concluído, pois as distribuições dos betas provêm de estimações diferentes, o que pode significar que a comparação aritmética dos betas médios não seja tão adequada quanto a aplicação de um teste paramétrico. Por isso, foi aplicado o teste de Wald para comparar os betas estimados para os clusters.

Para o alto nível de enforcement e auditoria, o beta da variável de interesse não apresentou significância estatística em nenhum dos métodos de estimação testado (POLS, Efeitos Fixos, Efeitos Aleatórios e Arellano e Bond) por isso, optou-se por considerar o coeficiente estimado pela metodologia de Efeitos Fixos, que possui sinal positivo. Para o baixo nível de enforcement e auditoria, o beta da variável de interesse, de impairment do goodwill, estimado pela metodologia de Arellano e Bond (1991) apresentou significância estatística e sinal positivo.

A comparação das distribuições dos betas pelo teste de Wald permite concluir sobre as diferenças de maneira mais ponderada que a diferença simples e aritmética. É esperado que o coeficiente estimado para o impairment do goodwill no modelo de associação ao custo de capital próprio no baixo nível de enforcement e auditoria (BNEA) seja maior que o coeficiente estimado para o alto nível de enforcement e auditoria (ANEA) (β _BNEA > β _ANEA ). O resultado desse teste é apresentado na Tabela 8.

Tabela 8
Testes de Wald

Alto Nível de Enforcement e Auditoria/Baixo Nível de Enforcement e Auditoria	T	Graus de Liberdade	p-value
Efeitos Fixos/Arellano e Bond	-1.4e+02	2469	0,0000

• Obs: H_alternativa: diff (β BNEA > β ANEA ) <0
• Fonte: elaboração própria

O resultado do teste de Wald, apresentado na Tabela 8, indicou que o coeficiente da variável de interesse (Imp) para o cluster de baixo nível de enforcement e auditoria, é, estatisticamente maior que o coeficiente de alto nível de enforcement e auditoria, pois não é possível aceitar a hipótese alternativa de que a diferença entre esses betas é zero. Essa evidência permite confirmar a hipótese de pesquisa 2 deste estudo, ou seja, é possível afirmar que o reconhecimento do impairment do goodwill está associado a um aumento do custo de capital próprio superior em países de baixo nível de enforcement e auditoria, quando comparados aos países de alto nível de enforcement e auditoria.

Em outras palavras, em países com menores níveis de enforcement e auditoria da informação contábil o comportamento oportunístico dos gestores pode acontecer de maneira mais acentuada do que observado nos outros países interferindo na associação entre o impairment do goodwill e o custo de capital próprio. Este resultado é, também, coerente com outras evidências da literatura que analisaram a contabilidade em diferentes ambientes institucionais como Knauer e Wohrmann (2016) por exemplo.

De maneira mais específica, as evidências deste estudo confirmam os achados de Iatridis e Senftlechner (2014) para Áustria, que, neste estudo, foi classificada como um país pertencente ao grupo de baixo nível de enforcement e auditoria e de Mazzi et al. (2017) que estudou um grupo de países da Europa e identificou uma associação semelhante entre o impairment do goodwill e o custo de capital próprio. Já no que se refere ao estudo de Sun e Zhang (2016) não é possível fazer nenhuma afirmação haja vista que os Estados Unidos da América do Norte (EUA) adotam um padrão contábil diferente do IFRS.

6. Considerações finais

Os testes realizados para os dados em conjunto, sem a separação por cluster de ambiente institucional não permitem confirmar a hipótese de pesquisa 1 do trabalho, de que, a perda por impairment do godwill esteja associada a um aumento no custo de capital próprio. Contudo, quando a amostra foi segregada entre ambiente institucional forte e fraco, a hipótese 1 foi confirmada para o ambiente institucional com baixo nível de enforcement e auditoria.

O modelo foi aplicado para cada grupo de ambiente institucional, permitido estimar diferentes betas para a variável de impairment do goodwill. Em seguida, o teste de Wald foi aplicado para comparar as magnitudes dos parâmetros. Esse teste considera cada uma das distribuições dos betas, e demonstra que o impairment do goodwill está associado a um aumento superior no custo de capital próprio de empresas de países de baixo nível de enforcement e auditoria, quando comparado ao alto nível de enforcement e auditoria. Dessa forma, a hipótese de pesquisa 2 foi confirmada pelos testes estatísticos.

Estes achados podem beneficiar a discussão sobre a validade da aplicação do teste de impairment ao goodwill, uma vez que demonstra que os efeitos observados para aplicação dessa técnica estão associados ao ambiente institucional onde a regra é aplicada. Em síntese, os prós e contras da aplicação do impairment no goodwill podem ser mais acentuados quando considerados os ambientes institucionais diferentes. Contudo, os níveis de enforcement e auditoria contábil, que podem determinar o ambiente institucional, não são responsabilidades do International Accounting Standards Board (IASB).

Além disso, os resultados deste estudo podem beneficiar os usuários da informação contábil. Por exemplo, os investidores com aplicações em diferentes países também podem se beneficiar dos resultados, uma vez que, a comparabilidade de informações oriundas de diferentes ambientes institucionais pode requerer alguns cuidados, como o efeito do impairment do goodwill no custo de capital próprio. Ademais, este estudo revela que a aplicação da IAS 36 em diferentes níveis de enforcement e auditoria pode ter consequências econômicas diferentes, o que deve ser levado em consideração quando se discute a qualidade das normas, por exemplo, o Post-Implementation Reviews do IASB. Neste sentido, o estudo também contribui para que os normatizadores possam avaliar a eficácia das normas, pois demonstra as diferentes consequências da aplicação da mesma prática contábil em diferentes ambientes.

A comparação desse efeito do impairment do goodwill no custo de capital próprio sem a consideração do ambiente institucional dos países, pode levar a conclusões enganosas, que podem ser evitadas com o resultado desta pesquisa. Essa diferença entre os ambientes institucionais pode ser tão forte que pode requerer a aplicação de modelos diferentes para cada ambiente. Entretanto, essa hipótese não foi objeto deste estudo.

Por isso, a evidência alcançada por este estudo pode favorecer a continuidade da aplicação do impairment do goodwill, se consideramos que, parte das críticas direcionadas à aplicação dessa técnica estão associadas ao ambiente institucional e não à técnica em si. Por outro lado, não é possível avaliar, com os achados deste estudo, se outra técnica, como a amortização, traria melhores benefícios ou menores malefícios para a contabilidade. Estudos futuros podem concentrar esforços em explorar, desenvolver e responder essa pergunta. Também em estudos futuros pode-se considerar outras dimensões do ambiente institucional, por exemplo: estabilidade política e ausência de violência, eficácia governamental, qualidade regulatória, estado de direito e controle da corrupção.

References

• Ahmed, K., & Ali, M. J. (2015). Has the harmonization of accounting practices improved? Evidence from South Asia. International Journal of Accounting & Information Management, 23(4), 327-348. https://doi.org/10.1108/IJAIM-12-2014-0082
  » https://doi.org/10.1108/IJAIM-12-2014-0082
• Alencar, R. C. (2007). Level of disclosure and cost of equity in the Brazilian market [ Doctoral thesis, School of Economics, Business Administration and Accounting ]. University of São Paulo. https://doi.org/10.11606/T.12.2007.tde-14032008-120509
  » https://doi.org/10.11606/T.12.2007.tde-14032008-120509
• Alshehabi, A., Georgiou, G., & Ala, A. S. (2021). Country-specific drivers of the value relevance of goodwill impairment losses, Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, 43(C), 1003984. https://doi.org/10.1016/j.intaccaudtax.2021.100384
  » https://doi.org/10.1016/j.intaccaudtax.2021.100384
• Appleton, A., Barckow, A., Botosan, C., Kawanishi, Y., Kogasaka, A., Lennard, A., Mezon-Hutter, L., Sy, J., & Villmann, R. (2023). Perspectives on the financial reporting of intangibles. Accounting Horizons, 37(1), 1-13. https://doi.org/10.2308/HORIZONS-2020-150
  » https://doi.org/10.2308/HORIZONS-2020-150
• Arellano, M., & Bond, S. (1991). Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment questions. The Review of Economics Studies, 28(2), 277-297. https://pages.stern.nyu.edu/~wgreene/Lugano2013/pg/Arellano-Bond.pdf
  » https://pages.stern.nyu.edu/~wgreene/Lugano2013/pg/Arellano-Bond.pdf
• Ashbaugh-Skaife, H., Collins, D., & Lafond, R. (2006). The effects of corporate governance on firms' credit ratings. Journal of Accounting and Economics, 42(1/2), 203-243. https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2006.02.003
  » https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2006.02.003
• Beatty, A., & Weber, J. (2006). Accounting discretion in fair value estimates: An examination of sfas 142 goodwill impairments. Journal of Accounting Research, 44(2), 257-288. https://doi.org/10.1111/j.1475-679X.2006.00200.x
  » https://doi.org/10.1111/j.1475-679X.2006.00200.x
• Brown, P., Preiato, J., & Tarca, A. (2014). Measuring country differences in Enforcement of accounting standards: an audit and Enforcement proxy. Journal of Business Finance & Accounting, 41(1/2), 1-52. https://doi.org/10.1111/jbfa.12066
  » https://doi.org/10.1111/jbfa.12066
• CPC 01 - Comitê De Pronunciamentos Contábeis. (2010). Pronunciamento Técnico CPC 01 (R1) redução ao valor recuperável de ativos Comitê de Pronunciamentos Contábeis. https://s3.sa-east-1.amazonaws.com/static.cpc.aatb.com.br/Documentos/27_CPC_01_R1_rev%2012.pdf
  » https://s3.sa-east-1.amazonaws.com/static.cpc.aatb.com.br/Documentos/27_CPC_01_R1_rev%2012.pdf
• Durocher, S., & Georgiou, O. (2022). Framing accounting for goodwill: Intractable controversies between users and standard setters. Critical Perspectives on Accounting, 89, 102357. https://doi.org/10.1016/j.cpa.2021.102357
  » https://doi.org/10.1016/j.cpa.2021.102357
• Easton, P. D. (2004). Pe Ratios, Peg Ratios, and estimating the implied expected rate of return on equity capital. The Accounting Review, 79(1), 73-95. https://doi.org/10.2308/accr.2004.79.1.73
  » https://doi.org/10.2308/accr.2004.79.1.73
• Easley, D., & O'hara, M. (2004). Information and the Cost of Capital. The Journal of Finance, 59, 1553-1583. https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.2004.00672.x
  » https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.2004.00672.x
• Fávero, L. P., Belfiore, P., Takamatsu, R. T., & Suzart, J. (2014). Métodos quantitativos com Stata: procedimentos, rotinas e análise de resultados (1st ed.). Elsevier.
• Iatridis, G. E., & Senftlechner, D. (2014). An empirical investigation of goodwill in Austria: Evidence on management change and cost of capital. Australian Accounting Review, 24(2), 171-181. https://doi.org/10.1111/auar.12014
  » https://doi.org/10.1111/auar.12014
• IFRS Foundation. (2020). Discussion Paper-DP Business Combination - Disclosures, Goodwill and Impairment IFRS.
• Jahmani, Y., Dowling, W. A., & Torres, P. D. (2010). Goodwill impairment: A new window for earnings management? Journal of Business & Economics Research, 8(2), 19-24. https://doi.org/10.19030/jber.v8i2.669
  » https://doi.org/10.19030/jber.v8i2.669
• Kisgen, D. J. (2006). Credit ratings and capital structure. The Journal of Finance , 61(3), 1035-1072. https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.2006.00866.x
  » https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.2006.00866.x
• Kisgen, D. J. (2009). Do firms target credit ratings or leverage levels? The Journal of Financial and Quantitative Analysis, 44(6), 1323-1344. http://www.jstor.org/stable/40505949
  » http://www.jstor.org/stable/40505949
• Knauer, T., & Wöhrmann, A. (2016). Market Reaction to Goodwill Impairments. European Accounting Review, 25(3), 421-449. https://doi.org/10.1080/09638180.2015.1042888
  » https://doi.org/10.1080/09638180.2015.1042888
• La Porta, R., Lopez-de-Silanes, F., Shleifer, A., & Vishny, R. W. (1997). Legal determinants of external finance. The Journal of Finance . 52(3), 1131-1150. https://doi.org/10.2307/2329518
  » https://doi.org/10.2307/2329518
• Liu, C. (2011), IFRS and US‐GAAP comparability before release No. 33‐8879: Some evidence from US‐listed Chinese companies. International Journal of Accounting & Information Management , 19(1), 24-33. https://doi.org/10.1108/18347641111105917
  » https://doi.org/10.1108/18347641111105917
• Martins, E., Martins, V. A., & Martins, E. A. (2007). Normatização Contábil: Ensaio sobre sua evolução e o papel do CPC. Revista de Informação Contábil, 1(1) 7-30. https://doi.org/10.34629/ufpe-iscal/1982-3967.2007.v1.7-30
  » https://doi.org/10.34629/ufpe-iscal/1982-3967.2007.v1.7-30
• Mazzi, F., Andre, P., Dionysiou, D., & Tsalavoutas, I. (2017). Compliance with goodwill related mandatory disclosure requirements and the cost of equity capital. Accounting and Business Research, 47(3), 268-312. https://doi.org/10.1080/00014788.2016.1254593
  » https://doi.org/10.1080/00014788.2016.1254593
• Nguyen, T. C. (2019). Goodwill accounting under the IFRS impairment-only approach? An Asia-Pacific study Auckland University of Technology https://library.aut.ac.nz/for-researchers/deposit-your-thesis
  » https://library.aut.ac.nz/for-researchers/deposit-your-thesis
• Pirveli, E., & Zimmermann, J. (2019). Do wealthy economies have better accounting quality? International evidence. Journal of Corporate Accounting and Finance, 30(2), 92-110. https://ssrn.com/abstract=3385499
  » https://ssrn.com/abstract=3385499
• Savoia, J. R. F., Securato, J. R., Bergmann, J. R., & Silva, F. L. (2019). Comparing results of the implied cost of capital and capital asset pricing models for infrastructure firms in Brazil. Utilities Policy, 56(C), 149-158. https://doi.org/10.1016/j.jup.2018.12.004
  » https://doi.org/10.1016/j.jup.2018.12.004
• Sharpe, W. F. (1994). The sharpe ratio. The Journal of Portfolio Management, 21, 49-58. https://doi.org/10.3905/jpm.1994.409501
  » https://doi.org/10.3905/jpm.1994.409501
• Sun, L., & Zhang, J. H. (2016). Goodwill impairment loss and bond credit rating. International Journal of Accounting and Information Management, 25(1), 2-20. https://doi.org/10.1108/IJAIM-02-2016-0014
  » https://doi.org/10.1108/IJAIM-02-2016-0014

• Financiamento

  O presente trabalho foi realizado com apoio da Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior - Brasil (CAPES) Codigo de Financiamento 001.

Editado por

Editor Associado:

Eduardo Flores https://orcid.org/0000-0002-5284-5107

EDITOR-CHEFE

Talles Vianna Brugni https://orcid.org/0000-0002-9025-9440

Bruno Felix https://orcid.org/0000-0001-6183-009X

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  09 Set 2024
• Data do Fascículo
  2024

Histórico

• Recebido
  15 Dez 2022
• Revisado
  17 Maio 2023
• Aceito
  30 Ago 2023