Vale a Pena Investir em Ações High Yield? Novas Evidências sobre o Efeito do Pagamento
de Dividendos e Juros sobre Capital Próprio sobre os Preços das Ações Brasileiras
Autoria: Fernanda Finotti Cordeiro Perobelli, Aline Barreto dos Santos
Resumo:
A política de distribuição de resultados, a exemplo da de investimento e da de financiamento,
seria capaz de alterar os preços das ações de uma empresa? Em que direção? A resposta a essa
questão interessa tanto aos investidores quanto à empresa. Para essa, uma redução do preço de
suas ações, decorrente da política de distribuição, representa uma elevação indesejável em seu
custo de capital. Para o investidor, interessa investigar se a rentabilidade proporcionada pelos
proventos recebidos (yields) não é mais que compensada pela perda de capital (queda no preço da
ação na data ex direito) ou se, ao contrário, haveria uma redução menos que proporcional ao yield
recebido ou até uma elevação no preço da ação na data ex, o que beneficiaria duplamente o
investidor. Nesse sentido, este estudo tem como objetivo discutir se deveria haver preferência no
mercado brasileiro por ações que pagam maiores dividendos e/ou juros sobre capital próprio,
comumente denominadas ações high yield.
1. Introdução
O investimento em ações pode proporcionar retornos ao acionista de duas formas: através do
ganho de capital e do recebimento de proventos em dinheiro – dividendos e juros sobre o capital
próprio (JSCP) – determinado pela política de distribuição da empresa.
Tal política, a exemplo da de investimento e da de financiamento, seria capaz de alterar os preços
das ações de uma empresa? Em que direção? A resposta a essa questão interessa tanto aos
investidores quanto à empresa. Para essa, uma redução do preço de suas ações decorrentes da
política de distribuição representa uma elevação indesejável em seu custo de capital. Para o
investidor, interessa investigar se a rentabilidade proporcionada pelos proventos recebidos
(yields) não é mais que compensada pela perda de capital (queda no preço da ação na data ex
direito) ou se, ao contrário, haveria uma redução menos que proporcional ao yield recebido ou até
uma elevação no preço da ação na data ex, o que beneficiaria duplamente o investidor.
A despeito de sua importância, a resposta a tal questão ainda permanece em aberto. De acordo
com a Abordagem Tradicional, defendida por Lintner (1956), Gordon (1959), Graham, Dodd e
Cottle (1962), entre outros, uma elevação nos níveis de distribuição de proventos seria capaz de
alterar o valor de mercado das ações, sendo, portanto, relevante possuir uma política de
distribuição. A magnitude e a direção de tal alteração seria determinada por fatores intrínsecos à
empresa, tais como ciclo de vida, oportunidades de crescimento e recursos disponíveis para
investimentos futuros. Contrapondo-se a essa linha, existe o estudo clássico de Miller e
Modigliani (1961), que demonstraram a irrelevância da política de distribuições (FIRMINO et
alli, 2004).
Nesse sentido, este estudo tem como objetivo discutir se deveria haver preferência no mercado
brasileiro por ações que pagam maiores dividendos e/ou juros sobre capital próprio, comumente
denominadas ações high yield. Para tanto, busca identificar os efeitos de curto prazo dos
1
pagamentos de proventos nos retornos das empresas a partir de uma estratégia simplificada, na
qual o investidor adquire a ação na última data com direito ao recebimento dos proventos e vende
a ação na primeira data ex direito, recebendo o provento referente e podendo incorrer em perdas
ou ganhos de capital decorrentes da distribuição. Adicionalmente, o estudo se propõe a identificar
fatores que levariam as empresas a distribuir mais proventos em proporção do preço da ação, ou
seja, os possíveis determinantes do yield.
2. Referencial Teórico
2.1. Impactos da Política de Distribuição sobre os Preços das Ações
A teoria acerca da política de distribuição das empresas é um tema que ainda não possui um
consenso na literatura sobre finanças. Outrossim, existem duas correntes divergentes sobre o
assunto. A primeira, denominada Tradicional, afirma que a política de dividendos é relevante na
determinação do preço das ações no mercado e no custo de capital das empresas.
A segunda, chamada de Hipótese da Irrelevância, tem sua origem no estudo de Miller e
Modigliani (1961), e defende que não importa para o valor da empresa e para o preço das ações
saber como o resultado auferido será distribuído, mas apenas qual é a capacidade da empresa de
gerar valor. Segundo Firmino et alli (2004), a lógica dessa teoria está na queda observada no
preço da ação na data ex direito, que deve ser em montante igual ao provento pago, uma vez que
os recursos para pagamento de tal provento sairão do patrimônio líquido da empresa.
Contrários a tal proposição, Graham, Dodd e Cottle (1962), de forma pioneira, defenderam o
fluxo de proventos como critério de seleção de ações para formação de carteiras. Para esses
autores, a distribuição de resultados teria efeitos positivos sobre o valor das ações. Esses autores
propunham que “o valor descontado de dividendos próximos é maior que o valor presente dos
dividendos mais distantes” e ainda que “de duas companhias com o mesmo poder de geração de
lucros e a mesma posição em seu setor, aquela que pagar maiores dividendos quase sempre será
negociada a um preço maior” (GRAHAM, DODD e COTTLE, 1962, p. 481, apud in FIRMINO
et alli, 2004).
Tal preferência pela liquidez constitui o pressuposto fundamental da teoria da relevância, cujos
principais pesquisadores são Lintner (1956) e Gordon (1959). Segundo esses autores, o preço de
uma ação é diretamente proporcional ao aumento na distribuição de resultados e, ao contrário, é
inversamente proporcional à taxa de retorno requerida pelos proprietários. Isso porque, da
empresa que distribui proventos elevados, os investidores exigem uma taxa de retorno menor
(materializada por preços mais elevados), por já estarem sendo remunerados no presente. Sob
essa perspectiva, comumente denominada de “Teoria do Pássaro na Mão”, os investidores são
avessos ao risco, preferindo dividendos correntes a ganhos de capital, visto que isso diminui o seu
grau de incerteza quanto aos fluxos futuros (FIRMINO et alli, 2004).
Ross et alli (1995) interpretam a reação positiva sobre os preços das ações como conseqüência
não apenas da preferência por rendimentos correntes, mas da expectativa de bons resultados
futuros. Assim, o efeito positivo sobre o preço não é atribuído apenas ao dividendo em si, mas ao
conteúdo informacional que eles proporcionam com respeito aos lucros futuros.
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Na corrente inversa, Miller e Modigliani (1961), utilizam três premissas bastante questionadas
pela corrente tradicional para defender sua Hipótese de Irrelevância:
Premissa I: ausência de custos de transações no mercado de títulos. Para esses autores não
existem impostos, taxas e/ou corretagens na negociação de ações no mercado.
De forma antagônica a essa premissa, estudo clássico desenvolvido por Elton e Gruber (1970)
defende que, se o provento e o ganho de capital forem taxados sob alíquotas diferentes,
assumindo a hipótese de racionalidade por parte dos investidores, haverá preferência pela opção
de remuneração em que o imposto seja menor, ou seja, que proporcione maior rendimento
líquido. Assim, os impostos teriam importante papel na decisão de distribuição.
Esses autores testaram a existência do chamado “Efeito Clientela” no mercado norte-americano,
segundo o qual o mercado considera os impostos incorridos na avaliação do preço ex direito da
ação. Em seus estudos, eles observaram que os preços das ações caíam em um montante menor
do que os dividendos pagos, e não igual. Eles atribuíram tal efeito ao fato dos dividendos pagos
serem taxados naquele mercado. Dessa forma, o preço da ação cairia não no montante do
dividendo bruto, mas sim do dividendo líquido.
Considerando que:
Pex = Preço da ação na data ex direito
Pcom = Preço da ação no último dia com direito
TC = Tributação sobre o ganho de capital
TJ = Tributação sobre os proventos em dinheiro
D = Dividendo por ação
tem-se a seguinte relação teórica para a queda no preço da ação na data ex, dada a existência de
impostos, defendida por Elton e Gruber (1970):
(Pex − Pcom ) * (1 − TC ) = −Div * (1 − TJ )
(Pex − Pcom ) =
(Pex − Pcom ) =
− Div * (1 − T j )
(1 − TC )
− (1 − TJ )
* Div
(1 − TC )
(Pex − Pcom ) = −β * Div
onde o coeficiente beta representa a queda teórica no preço da ação dado o dividendo pago e as
diferenças nas alíquotas de impostos. Tal relação é válida não apenas para variações absolutas no
preço, mas também para retornos e yields:
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(Pex − Pcom )
− Div
* (1 − TC ) =
* (1 − TJ )
Pcom
Pcom
(Pex − Pcom ) =
− (1 − TJ ) * Div
(1 − TC )
(Pex − Pcom ) =
− (1 − TJ )
* Div
(1 − TC )
(Pex − Pcom ) = −β * Div
Procianoy e Verdi (2003) testaram a existência do Efeito Clientela no cenário brasileiro durante
os anos de 1989 a 1993, quando os impostos sobre dividendos eram zero e sobre ganhos de
capital eram de até 25%, o que daria uma relação teórica de 1,33. Dos 693 eventos analisados
nesse estudo, 47% apresentaram o preço da ação na data ex direito maior do que na data em que a
ação tinha o direito a receber o provento (data com). As constatações contrariam as expectativas
do modelo de Elton e Gruber e, segundo os autores, denotam um comportamento irracional por
parte dos investidores, que estariam “deixando dinheiro na mesa” ao pagar mais por uma ação
sem direito a proventos do que pagariam por ela quando tinha o direto de recebê-los.
Ainda sobre essa questão, Carvalho (1998), apud in Santos et alli (2004), analisou o mercado
brasileiro nos anos de 1989 a 1997 (com exceção de 1995), anos caracterizados por alíquota de
imposto de renda sobre os dividendos significativamente inferior à de ganhos de capital
(denotando que os preços deveriam cair em proporção maior que 1 em relação ao dividendo). Os
resultados indicaram redução média dos preços das ações entre 0,6454 e 0,6923% do valor médio
dos dividendos. Ou seja, os preços médios das ações nos dias ex direito foram superiores àqueles
que poderiam ser explicados pelo diferencial dos impostos sobre dividendos e ganhos de capital.
Tal fato sugere que, naquele período, as operações envolvendo a compra das ações no ultimo dia
com direito a dividendo e a venda no primeiro dia ex direito proporcionariam retornos anormais
significativos.
Dados tais resultados, os trabalhos referentes ao assunto publicados posteriormente procuraram
justificar a variação dos preços das ações nos dias ex direito de acordo com quatro
argumentações. O primeiro grupo replica o modelo de Elton e Gruber (1970). O segundo grupo
de artigos reexamina Elton e Gruber (1970) em relação às mudanças nas legislações tributárias. O
terceiro grupo admite que a queda nos preços das ações não é proveniente da tributação, mas sim,
da possibilidade de arbitragem de curto prazo, em torno das datas ex direito. O último grupo
justifica que os preços das ações, nos dias ex direito, devem cair em uma proporção menor que os
dividendos anunciados não devido à tributação, mas pelas características das microestruturas do
mercado (Santos et alli, 2004).
Kalay (1982), apud in Santos et alli (2004), foi um dos primeiros pesquisadores a sugerir que os
preços das ações variavam negativamente no primeiro dia ex direito não devido ao efeito da
tributação, mas sim, em função dos custos de transação.
Frank e Jagannathan (1998), apud in Santos et alli (2004), também questionaram as evidências de
Elton e Gruber (1970) sobre o movimento dos preços das ações no dia ex direito refletir o
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diferencial de impostos. Para demonstrar que o imposto sobre os dividendos era irrelevante, eles
escolheram realizar os testes no mercado de Hong Kong, onde não havia incidência de impostos
nem sobre o ganho de capital, nem sobre os dividendos. Esses autores observaram queda média
dos preços das ações no dia ex direito igual à metade da média dos dividendos pagos, descartando
assim o efeito da tributação. Bali e Hite (1998) também pesquisaram a queda dos preços das
ações no dia ex direito na Bolsa de Nova York (NYSE), indicando na direção da imposição de
microestruturas de mercado. Milonas e Travlos (2001) analisaram o comportamento dos preços
nos dias ex direito na bolsa de valores de Atenas, onde nem dividendos nem ganhos de capital
são tributáveis e descobriram que os preços caíram menos do que os dividendos pagos. Os
autores argumentam que também as microestruturas de mercado não foram fatores determinantes,
já que foram consideradas constantes.
Premissa II: o investidor visa a valorização da sua riqueza e, dessa forma, é indiferente quanto a
obter rendimentos correntes ou incrementar o valor de mercado da empresa, obtendo, numa data
futura, remuneração via ganho de capital.
O questionamento dessa premissa pode ser encontrado no trabalho de Gordon (1959), apud in
Garcia e Bugarin (2002), que afirma que a política de distribuição adotada pela empresa possui
relevância. Como justificativa, o autor defende que, considerando que o valor de uma ação é
determinado pelo desconto dos fluxos de remuneração futura projetados, a incerteza associada ao
futuro e ao risco do negócio faz com que os acionistas tenham preferência por remuneração
corrente. A remuneração corrente reduziria a incerteza e o desconto dos resultados futuros
poderia ser realizado a um custo de capital menor, o que permitiria o incremento do valor da ação
da empresa quando os resultados fossem distribuídos.
Premissa III: os investidores conhecem os lucros esperados e a política de distribuição fixada pela
empresa. Portanto, qualquer alteração em tal política não influenciaria o preço das ações no
mercado e o valor da empresa.
Litner (1956), contudo, afirma que a informação sobre a política de distribuição adotada não é
simétrica e que, caso haja necessidade de ajuste por parte da empresa, o mesmo deve ser
realizado de forma gradual, objetivando a minimizar reações adversas por parte dos acionistas
que preferem uma política continuada de pagamentos. Este comportamento dos acionistas faz
com que os administradores adotem uma posição conservadora em relação às mudanças no índice
de payout da empresa, principalmente quando há retração nos lucros.
A despeito da elegância das argumentações de ambas as partes, a verificação dos efeitos da
política de distribuição de resultados sobre os preços das ações da empresa permanece uma
questão em debate. Diversos autores têm se debruçado sobre o tema, encontrando resultados ora
similares, ora antagônicos.
A favor da corrente tradicional e num enfoque de mais longo prazo, Boehme e Sorescu (2000),
apud in Firmino et alli (2004), realizaram uma pesquisa sobre o retorno anormal acumulado das
ações norte-americanas no período pós-pagamento de dividendos, considerando dados de 1927 a
1998, e encontraram retornos positivos para um, três e cinco anos após o evento. Concluíram que
a performance da ação no longo prazo está relacionada à performance no período do evento, o
que confirmaria a teoria da relevância da política de dividendos.
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No Brasil, Novis Neto e Saito (2002) analisaram o comportamento dos preços das ações após o
anúncio do pagamento dos dividendos das ações negociadas na Bovespa no período de 1998 a
2000, dividindo a amostra em três sub amostras em função do dividend yield,e encontraram uma
relação direta entre o dividend yield e o retorno anormal acumulado no período pós-pagamento
dos dividendos. O estudo apresentou retorno anormal acumulado nos noventa dias após o evento
de 21,97% para empresas que pagaram maiores dividendos, 5,16% para as que pagaram
dividendos intermediários, e de -15,50% para as que pagaram dividendos mais baixos,
demonstrando assim persistência de retornos anormais no período pós-evento. Resultados
semelhantes foram obtidos por Correia e Amaral (2002).
Também Bueno (2002) analisou a relação entre dividend yield e as taxas de retorno das ações
brasileiras, no período entre junho de 1994 a dezembro de 1999. Os resultados desse estudo, bem
como os do realizado por Firmino et alli (2004), entretanto, foram incapazes de concluir que as
ações de alto dividend yield tendem a possuir maiores ou menores taxas de retorno do que as
ações de baixo ou zero yield.
2.2. Fatores Determinantes da Política de Distribuição
Considerando que a política de distribuição seja relevante, quais os fatores que influenciariam na
definição de tal política?
Segundo Paiva (2001) existem fatores legais e contratuais que influenciam na definição da
política de distribuição da empresa. As restrições legais seriam a da reserva legal do lucro líquido
ajustado e a do dividendo mínimo estabelecido por lei caso não esteja presente no estatuto social
da empresa. Os fatores contratuais seriam relativos a contratos de empréstimos junto a
instituições financeiras e captação de recursos de terceiros, que podem estabelecer limites quanto
à distribuição dos resultados, objetivando a garantia da solvência da empresa.
A perspectiva de crescimento da empresa e a fase de maturação também são fatores que
influenciam na política de dividendos. Firmino et alli (2004) afirmam que a política de
dividendos tende a seguir o grau de maturidade da empresa. Empresas startup, que possuem
maiores oportunidades de crescimento através de projetos de investimento, tendem a não
distribuir o lucro ou a distribuir uma parcela menor que as empresas em situação de estabilidade.
No caso de investimento em novos projetos, a empresa deve analisar a relação do custo de reter
lucro e captar recursos de terceiros. E, além disso, no caso de retenção de lucros para
reinvestimento, o acionista irá considerar se o retorno deste é mais vantajoso que as demais
aplicações disponíveis no mercado.
Tem-se ainda que considerar as implicações do Efeito Clientela. Segundo tal teoria, os acionistas
tributados com maiores alíquotas sobre proventos preferirão ações com baixo yield e vice-versa.
Portanto, na determinação de sua política de distribuição, a empresa deverá considerar sua
clientela.
Adicionalmente, o grau de transparência da empresa também pode ser determinante. Em
empresas menos transparentes ou com baixa proteção ao investidor, os acionistas prefeririam a
remuneração corrente em função da existência da informação assimétrica, segundo a qual os
administradores possuiriam mais informações que os acionistas e estes não possuiriam meios de
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monitorar perfeitamente o comportamento desses administradores. Por conseqüência, não
saberiam se o lucro retido seria reinvestido da maneira mais eficiente possível.
Um outro fator discutido na literatura é o conteúdo informacional do dividendo. Alguns trabalhos
afirmam que o mercado tem uma reação positiva no momento do anúncio do dividendo.
Figueiredo (2002), no entanto, não encontrou evidências que alterações na política de dividendo
contenham informações a respeito do desempenho futuro das empresas. Como conclui Lintner
(1956), um aumento no valor de dividendo pago sinaliza resultados já realizados, não futuros.
3. Metodologia
3.1 – Amostra e Definição Operacional das Variáveis
O objetivo deste item é apresentar a metodologia utilizada para discutir a questão ora
apresentada, qual seja: verificar se deveria haver preferência no mercado brasileiro por ações que
pagam maiores dividendos e/ou juros sobre capital próprio, comumente denominadas ações high
yield.
Para tanto, buscou-se identificar os efeitos de curto prazo dos pagamentos de proventos nos
retornos das empresas a partir de uma estratégia simplificada, na qual o investidor adquire a ação
na última data com direito ao recebimento dos proventos e vende a ação na primeira data ex
direito, recebendo o provento referente e podendo incorrer em perdas ou ganhos de capital
decorrentes da distribuição. Adicionalmente, o estudo se propõe a identificar fatores que levariam
as empresas a distribuírem mais proventos em proporção do preço da ação, ou seja, os possíveis
determinantes do yield.
Para responder à primeira questão, foram calculados os retornos de capital gerados pela estratégia
de comprar a ação na última data com direito à remuneração e vender na primeira data ex direito
(variável RETORNO), bem como os yields diários (variável YIELD).
⎞
⎛ P
Re torno = ⎜ n ex − 1⎟ * 100
⎟
⎜ P
⎠
⎝ com
Onde:
Pex = preço na data ex
Pcom = preço na última data com
n = número de dias entre a data ex e a data com
Para cada pagamento de provento em dinheiro pelas empresas da amostra, foi calculado um
retorno de capital advindo dessa estratégia. No final do ano, os retornos diários gerados foram
acumulados, dando origem ao retorno ao período.
Quanto ao yield, este foi calculado da seguinte maneira:
⎛ DPA
⎞
Yield = ⎜⎜ n
− 1⎟⎟ * 100
⎝ Pcom
⎠
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Onde:
DPA = dividendo por ação
Pcom = preço na última data com
n = número de dias entre a data com e a data de pagamento
Para cada pagamento de provento em dinheiro pelas empresas da amostra, foi calculado um yield.
No final do ano, os yields diários gerados foram acumulados, dando origem ao yield ao período.
A amostra de empresas considerada nesse trabalho é composta pelas que possuem ações na
carteira teórica do Índice Brasil (IBrX) em vigor em 31 de março de 2006.
Da lista de empresas inicialmente selecionadas, foram retiradas da amostra as instituições
financeiras por possuírem características específicas de estrutura de capital e regulação. Houve
ainda empresas que nunca haviam pago dividendos e/ou juros sobre capital próprio e/ou que não
apresentaram informações contábeis necessárias à análise.
Desta forma, o estudo passou a contar com um universo de 61 ações, sobre as quais foram
levantadas informações sobre os Dividendos e/ou Juros Sobre Capital Próprio no período de 1996
a 2005. A opção por se trabalhar com ações em detrimento de empresas advém das diferenças nos
proventos recebidos por cada classe e da tentativa de explicar tal diferença pelo caráter
preferencial das ações PN. Considerando a dimensão temporal e seccional da amostra, o estudo
contou com 610 eventos (61 ações vezes 10 anos).
Para responder à segunda questão, qual seja, identificação dos fatores determinantes dos yields,
foram levantadas as seguintes variáveis explicativas:
a) YIELDLAG = variável “YIELD” defasada em 1 período. Busca captar o efeito inercial
dos dividendos pagos;
b) VARAP = variação anual do Ativo Permanente. Busca captar o crescimento da empresa;
c) VARRL = variação anual da Receita Líquida. Busca também captar o dinamismo da
empresa;
d) LNAT = logaritmo neperiano do Ativo Total. Busca verificar o grau de maturidade da
empresa a partir de seu tamanho;
e) ROA = Lucro líquido/Ativo Total. Busca verificar a rentabilidade líquida da empresa;
f) ROAOP = Lucro operacional/Ativo Total. Busca verificar a rentabilidade operacional da
empresa;
g) MAF = Ativo Total/Patrimônio Líquido. Busca verificar o grau de endividamento da
empresa.
h) Setor = classificação para Empresas de utilidade pública (4), Empresas em setores nãocícilicos (3); Empresas em setores cíclicos (2) e Empresas de bens de capital (1);
i) PN = variável dummy para ações PN.
Ressalta-se que todos os dados utilizados nesse estudo foram retirados do banco de dados da
empresa Valoriza Consultoria.
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3.2 – Estimações
Conforme defendem Milonas e Travlos (2001), apud in Santos et alli (2004), para checar se a
relação entre os preços das ações e os proventos distribuídos está em consonância com a hipótese
da irrelevância, ajustada por diferenças na tributação conforme previa Elton e Gruber (1970),
pode-se testar quatro hipóteses, tanto para dividendos como para JSCP:
H1, denominada Índice Preço, analisa se a variação efetiva do preço pode ser explicada
exclusivamente pelo dividendo líquido, considerando o efeito da tributação;
H2, denominada Índice Preço Ajustado a Mercado, idêntica à anterior, porém com o preço
ajustado à mercado na data ex;
H3, denominada Índice Variação de Preço, analisa o retorno comparado com o dividend yield;
H4, denominado Índice Variação de Preço Ajustado a Mercado, idêntico ao anterior, com preços
ajustados ao mercado.
Neste estudo, optou-se por testar a hipótese H3. Portanto, considerando a relação teórica entre o
retorno da ação na data ex direito e o yield, espera-se chegar ao seguinte intervalo de coeficientes
de acordo com Elton e Gruber (1970):
Perda máxima na data ex:
−1
(Pex − Pcom ) =
* Div
(1 − 0,20)
(Pex − Pcom ) = −1,25 * Div
Perda mínima na data ex:
− (1 − 0,15)
* Div
(1 − 0,10)
(Pex − Pcom ) = −0,94 * Div
(Pex − Pcom ) =
Tal intervalo decorre do fato de que, no Brasil, devido às modificações tributárias ocorridas a
partir de 1996, conforme a lei 9.249/95, tem-se que os dividendos são isentos de tributação, tendo
sido criado o JSCP, tributado na fonte em 15%. Quanto aos ganhos de capital, estes passaram a
ser tributados a uma alíquota de 10% até o ano de 2001; de 20% a partir de 2002 e de 15% a
partir de 2005 (sendo isentos até o limite de R$ 20.000,00/mês).
Como no trabalho em questão não foi possível checar com precisão as alíquotas correspondentes
a cada provento, optou-se por trabalhar com um intervalo de valores que considerasse todas as
alternativas possíveis.
Assim, aplicando as alíquotas de tributação na fórmula que relaciona teoricamente retornos e
yields quando há impostos diferenciados, tem-se o coeficiente teórico de queda no preço da ação
na data ex de 1,25% para cada 1% de yield. Esse quociente de queda teórico considera tanto o
dividendo quanto o JSCP como isentos de tributação no período e o ganho de capital tributado na
maior alíquota (20%), gerando o intervalo superior de queda no preço. Alternativamente, pode-se
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construir o intervalor inferior da queda, considerando-se o ganho de capital sendo tributado na
menor alíquota (10%) e o dividendo na maior (15%). Nesse caso, o coeficiente teórico de queda
no preço da ação na data ex é de 0,94% para cada 1% de yield. Portanto, para ser consistente com
as proposições teóricas de irrelevância ajustadas às diferenças tributárias proposta por Elton e
Gruber (1970), o coeficiente esperado em uma regressão que relacione o yield (variável
independente) e o retorno na data ex (variável dependente) deve estar situado no intervalo de
-0,94 e -1,25.
Como o estudo trabalha simultaneamente as dimensões tempo (trimestres compreendidos entre
1998 e 2005) e seccional (mais de uma empresa em cada segmento), a estimação foi realizada
considerando efeitos específicos das variáveis (aleatórios ou fixos) sempre que necessário
(metodologia de dados em painel).
Sobre tal método, ressalta-se que a estimação dos parâmetros do modelo pelo Método de
Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) será não viesada sempre que o vetor de variáveis X for
não-estocástico ou caso o erro gerado pela regressão seja independente do valor das variáveis X
(X exógenas). Neste caso, toda a variância de Y (variável dependente) será explicada pelas
variáveis independentes X, não havendo nenhum efeito específico (próprio da empresa,
observável ou não, que não tenha sido considerado em X) que influencie o termo de erro. A
existência de tal efeito é revelada pelo Teste de Breusch-Pagan.
Caso esse efeito exista, X será endógeno e a estimação por MQO não será apropriada por
apresentar parâmetros viesados e inconsistentes. Uma interpretação para o viés é que há variáveis
omitidas (efeitos específicos, observáveis ou não, das empresas da amostra) influenciando a
relação entre X e Y.
Caso o efeito exista mas seja completamente aleatório ou não-correlacionado com X, a estimação
deverá ser realizada pelo Método de Efeitos Aleatórios. Caso exista e seja correlacionado a X, a
estimação deverá ser feita pelo Método de Efeitos Fixos. A necessidade de um método em
detrimento do outro será acusada pelo Teste de Hausman.
4. Resultados
A Tabela 1 apresenta as estatísticas descritivas das variáveis de trabalho:
Tabela 1: Estatísticas Descritivas
----------------------------------------------------------------------------------------------------------------------Variável
|
Obs
Mean
Std. Dev.
Min
Max
----------------------------------------------------------------------------------------------------------------------ano
|
610
2000.5
2.874639
1996
2005
yield
|
610
.3711529
1.034167
0
19.4895
retorno
|
610
-3.110525
5.207391
-34.6922
14.2154
varap
|
602
9.7758
20.34148
-65.7641
105.6979
varrl
|
607
31.38203
144.5479
-1176.983
1384.903
lnat
|
610
15.03371
1.537757
11.5793
18.8525
roaop
|
608
7.737262
9.701534
-24.3586
49.1984
roa
|
607
7.063392
8.984749
-24.0161
49.3028
maf
|
609
2.060406
1.161483
1.0015
9.237
----------------------------------------------------------------------------------------------------------------------Fonte: Elaboração Própria, no STATA 8.0, a partir dos dados da Economática
10
A seguir, os resultados das estimações relacionando o retorno da estratégia e o yield. Ressalta-se
que o teste de Hausman revelou a existência de Efeitos Fixos, conforme indicado na Tabela 2.
Portanto, as estimações foram realizadas pelo Método de Efeitos Fixos, conforme Tabelas 3 e 4:
Tabela 2: Teste de Hausman
----------------------------------------------------------------------------------------------------------------------retorno[code,t] = Xb + u[code] + e[code,t]
Estimated results:
|
Var sd = sqrt(Var)
-------------------------------------retorno | 27.11692
5.207391
e | 19.27738
4.390602
u | 1.927115
1.388206
Test: Var(u) = 0
chi2(1) = 31.01
Prob > chi2 = 0.0000
---- Coefficients ---| (b)
(B)
(b-B) sqrt(diag(V_b-V_B))
|
fe
re
Difference
S.E.
----------------------------------------------------------------------------yield | -1.691001 -1.997021
.3060201
.0767085
-----------------------------------------------------------------------------Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2(1) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
=
15.92
Prob>chi2 = 0.0001
----------------------------------------------------------------------------------------------------------------------Fonte: Elaboração Própria, no STATA 8.0, a partir dos dados da Economática
Tabela 3: Resultados da Estimação Retorno-Yield
----------------------------------------------------------------------------------------------------------------------Fixed-effects (within) regression
Number of obs =
610
Group variable (i): code
Number of groups =
60
R-sq:
within = 0.1127
between = 0.5099
overall = 0.1948
Obs per group:
min =
avg =
max =
10
10.2
19
F(1,549)
= 69.71
corr(u_i, Xb) = 0.2519
Prob > F
= 0.0000
-----------------------------------------------------------------------------retorno
|
Coef.
Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
---------------------------------------------------------------------------yield
| -1.691001 .2025379 -8.35 0.000 -2.088845 -1.293157
_cons
| -2.482905 .1930108 -12.86 0.000 -2.862036 -2.103775
----------------------------------------------------------------------------sigma_u | 2.205602
sigma_e | 4.3906016
rho | .20150226 (fraction of variance due to u_i)
-----------------------------------------------------------------------------F test that all u_i=0: F(59, 549) = 2.39
Prob > F = 0.0000
----------------------------------------------------------------------------------------------------------------------Fonte: Elaboração Própria, no STATA 8.0, a partir dos dados da Economática
11
Tabela 4: Resultados da Estimação Retorno-Yield com variáveis de controle
----------------------------------------------------------------------------------------------------------------------Fixed-effects (within) regression
Number of obs
=
607
Group variable (i): code
Number of groups =
60
R-sq:
within = 0.1567
between = 0.4008
overall = 0.2260
Obs per group:
min =
avg =
max =
8
10.1
18
F(2,545)
= 50.64
corr(u_i, Xb) = 0.1168
Prob > F
= 0.0000
-----------------------------------------------------------------------------retorno
|
Coef.
Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
----------------------------------------------------------------------------yield
| -1.63746 .1990102 -8.23 0.000 -2.028381 -1.246539
roa
| -.1344736 .0252097 -5.33 0.000 -.1839936 -.0849536
_cons
| -1.562317 .2570558 -6.08 0.000 -2.067259 -1.057376
-------------+---------------------------------------------------------------sigma_u | 2.1813873
sigma_e | 4.2900858
rho | .20543072 (fraction of variance due to u_i)
-----------------------------------------------------------------------------F test that all u_i=0: F(59, 545) = 2.44
Prob > F = 0.0000
----------------------------------------------------------------------------------------------------------------------Fonte: Elaboração Própria, no STATA 8.0, a partir dos dados da Economática
A princípio, os resultados da regressão, expostos na Tabela 3, indicaram que os retornos da
estratégia de curto prazo analisada foram negativos em cerca de 2,4% no período do estudo. Se a
empresa distribuísse proventos, haveria ainda uma perda média de capital de cerca 1,69% para
cada 1% de yield. Esse valor extrapola em muito a faixa máxima prevista pelo modelo de Elton e
Gruber (1970) e revela que a perda média de capital no período foi bastante superior ao ganho
obtido com o provento.
A seguir, considerou-se a hipótese de inserir variáveis de controle no modelo, de forma a
considerar possíveis diferenças entre as empresas que estivessem contaminando a relação de
interesse. As variáveis mencionadas no item 3.2 foram testadas para tal, mas apenas o ROA
mostrou-se estatisticamente significante.
Conforme mostra a Tabela 4, controlando pelo ROA, percebe-se que os retornos do período
analisado foram negativos em 1,5%. Para cada 1% de yield distribuído, a perda de capital média
chegou a 1,63%. Para empresas com rentabilidade elevada (grande potencial de geração de
resultados, ações caras) os retornos foram menores. Para empresas com menores ROA’s (baixo
potencial de resultados, ações baratas), os retornos ex-dividendos foram maiores.
Por fim, testou-se os possíveis fatores indutores dos yields. Da lista de variáveis consideradas,
apenas o yield defasado e o ROA foram estatisticamente significantes, conforme mostra a Tabela
5:
12
Tabela 5: Resultados da Estimação dos Fatores Determinantes dos Yields
----------------------------------------------------------------------------------------------------------------------Fixed-effects (within) regression
Number of obs
=
547
Group variable (i): code
Number of groups =
60
R-sq:
within = 0.0520
between = 0.7805
overall = 0.0045
Obs per group:
min =
avg =
max =
7
9.1
17
F(2,485)
= 13.30
corr(u_i, Xb) = -0.4658
Prob > F
= 0.0000
-----------------------------------------------------------------------------yield
| Coef.
Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
----------------------------------------------------------------------------yieldlag
| -.213298 .0438062 -4.87 0.000 -.2993713 -.1272247
roa
| .0092708 .0054918 1.69 0.092 -.00152 .0200615
_cons
| .3658178 .057116 6.40 0.000 .2535925 .4780432
-------------+---------------------------------------------------------------sigma_u | .65210006
sigma_e | .90160237
rho | .34345139 (fraction of variance due to u_i)
-----------------------------------------------------------------------------F test that all u_i=0: F(59, 485) = 3.26
Prob > F = 0.0000
----------------------------------------------------------------------------------------------------------------------Fonte: Elaboração Própria, no STATA 8.0, a partir dos dados da Economática
Os resultados revelam que parece haver um ajuste no yield, conforme atestado pelo coeficiente
negativo da variável defasada. Assim, anos em que ocorre uma grande distribuição parecem ser
seguidos de anos de baixa distribuição. Adicionalmente, empresas com maiores ROA’s pagam
maiores dividendos, basicamente em função da alta geração de recursos.
5. Considerações finais
Os resultados do trabalho parecem revelar que a estratégia de curto prazo de comprar ações na
última data com, vender na primeira data ex e embolsar os dividendos não tem sido vantajosa no
mercado brasileiro. As perdas de capital decorrentes de tal estratégia superam em cerca de 60% o
ganho decorrente do provento embolsado.
Santos et alli (2004) obtiveram resultados opostos. Seus dividendos médios observados no dia
ex-dividendos foram iguais a 0,0638 e a diferença dos preços médios com e ex-dividendos foi
igual a 0,0385, o que confirma uma queda nos preços das ações nos dias ex direito em proporção
menor que os dividendos anunciados.
A queda média nos preços das ações no dia ex-dividendos em uma proporção menor que o
montante dos dividendos anunciados foi igualmente apresentada em outros estudos brasileiros,
que testaram a hipótese do efeito da tributação no comportamento dos preços das ações
(CARVALHO, 1998, PROCIANOY e VERDI 2002).
Nesses estudos, os preços de algumas ações, por estarem elevadas no primeiro dia em que as
ações foram negociadas ex-dividendos ou ex-juros, fizeram com que as estratégias de
13
investimentos envolvendo a compra de ações no dia anterior e sua respectiva venda no dia ex,
com recebimento de dividendos, resultassem em ganhos extraordinários significativos. Já os
resultados do presente estudo revelam que a estratégia de investir em empresas high yield, para a
média de empresas analisada, foi um investimento ruim no curto prazo.
De forma a elucidar tal questão, resta aos autores continuar buscando os possíveis indutores de tal
comportamento. Nesse sentido, a presente pesquisa tem como objetivos futuros considerar novas
variáveis de controle, na tentativa de verificar se o mesmo comportamento se repetiria em subamostras fracionadas conforme atributos relevantes. Para tanto, será necessário rever as
definições operacionais de certas variáveis, bem como incluir novas. Adicionalmente, seria
interessante verificar se o comportamento dos preços (quedas) no curto prazo é revertido no
longo prazo. Para tanto, faz-se necessário montar um estudo de eventos e criar carteiras com base
em seus yields, analisando sua performance futura.
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