Política Monetária e Preços dos Ativos: Um Estudo do
Mecanismo de Transmissão no Brasil
Danilo Araújo Rennó Lima
Mestre em Economia - CAEN/UFC
e-mail: [email protected]
Paulo de Melo Jorge Neto
Curso de Pós-Graduação em Economia - CAEN/UFC
e-mail: [email protected]
Área de Interesse: Teoria Econômica e Métodos Quantitativos
Endereço para Correspondência:
Curso de Pós-Graduação em Economia CAEN/UFC.
Avenida da Universidade 2700, 2o Andar.
Benfica, Fortaleza Ceará. 60.020-181.
Fone: 288 7751
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Política Monetária e Preços dos Ativos: Um Estudo do
Mecanismo de Transmissão no Brasil
Resumo
O objetivo deste trabalho é examinar o efeito da política monetária no preço dos ativos
financeiros no Brasil. O estudo foca o efeito da taxa de juros sobre os preços das ações
da carteira IBX-50 T entre os anos de 2000 a 2002. Por meio de um estudo de eventos,
definem-se duas categorias de empresas: as de “boa notícia”, as quais apresentaram
excessos de retornos positivos no dia do anúncio da alteração dos juros; e as de “má
notícia”, as quais apresentaram excessos de retornos negativos no dia do evento. Os
resultados mostram que a evolução dos retornos anormais não se alterou de forma
significativa na presença de elevações da taxa de juros. As empresas prejudicadas com
os aumentos dos juros foram aquelas mais líquidas e com grande participação de capitais
de terceiros. Na presença de reduções dos juros, observou-se seus excessos de retornos
positivos e significativos para o grupo de empresas da categoria “boa notícia”, enquanto
que para o grupo de empresas da categoria “má notícia” observou-se retornos anormais
negativos e significativos. As empresas beneficiadas com as reduções dos juros foram
aquelas mais rentáveis, mais líquidas e com uma grande participação de capital de
terceiros em seus recursos.
Palavras-chave: Mecanismo de Transmissão de Política Monetária; Canal de Preços dos
Ativos; Estudo de Eventos.
Abstract
This paper examines the mechanism of transmission of the monetary politics in the
price of the brazilian financial assets. The study focus on the effect of interest rate
change in stock price that composes the IBX-50 T between 200o and 2002. Using a
event study, two categories are defined: companies of the category " good news ",
which presented excesses of positive returns in the day of the event; and companies of
the category " bad news ", which presented excesses of negative returns in the day of the
event. The results shows that in the presence of elevations of the interest rate the
evolution of the stock abnormal returns didn't lose temper in a significant way. The
prejudiced companies with the increases of the interests were those more liquid ones
and with great participation of capitals of third. In the presence of reductions of the
interests, a division was observed among two groups of companies: for the group of
companies of the category " good news " excesses of returns was valued and for the
group of companies of the category " bad news " those abnormal returns were
depreciated soon after the announcements of the alterations of the interests. The
benefited companies with the reduced of the interests were those more profitable, more
liquid and with great participation of capitals of the thirds in your resources.
Key-Words: Mechanism of Transmission of the Monetary Policy; Channel of Equity
Price; Study of Events.
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POLÍTICA MONETÁRIA E PREÇOS DOS ATIVOS: UM ESTUDO DO
MECANISMO DE TRANSMISSÃO NO BRASIL
INTRODUÇÃO
Antes de janeiro de 1999, o Brasil utilizava um sistema de âncora nominal através
do regime de câmbio fixo, a fim de disciplinar o comportamento dos preços domésticos.
Em janeiro de 1999, o governo conduziu uma forte desvalorização do Real introduzindo
o regime de câmbio flexível. A seguir, a nova âncora de preços passou a ser definida
pelo regime de metas de inflação, tendo o Comitê de Política Monetária (COPOM)
como o principal órgão governamental a estabelecer as diretrizes de política monetária,
definir a meta da taxa de juros SELIC e seu eventual viés, e analisar o Relatório de
Inflação.
Dentro dos impactos esperados da política de juros, de contração da demanda e
redução do investimento, não está claro qual será o efeito sobre o desempenho
financeiro das empresas de capital aberto. Muito embora haja uma contração da
demanda e um aumento dos encargos financeiros com o aumento dos juros, espera-se
que o mercado não avalie as empresas de modo simétrico. Ou seja, espera-se que o
efeito dos juros sobre os preços dos ativos seja amplificado ou reduzido de acordo com
o perfil de cada empresa. Além disso, não está bem definido qual se os efeitos de um
aumento dos juros são simétricos ao da redução. Tais estudos são importantes, pois uma
vez que consideramos o mercado acionário como uma fonte de recursos para fundar
projetos de investimento, o efeito dos juros nos preços dos ativos determinará uma
alteração no padrão de investimento que seja o relacionado diretamente com o mercado
de crédito. E ainda, uma alteração nos preços dos ativos afetará o poder de consumo dos
indivíduos por meio de um efeito riqueza em seus portfólios.
De um modo geral, esse trabalho relaciona-se com o estudo dos mecanismos de
transmissão de política monetária. Neste sentido, este trabalho terá como principal
objetivo avaliar como as alterações da taxa básica de juros afetam os preços das ações
das empresas mais líquidas, identificando-se, a seguir quais os fatores determinantes dos
seus retornos acionários anormais após aqueles eventos. Pretende-se, portanto, avaliar
como os indicadores financeiros de rentabilidade, endividamento e de liquidez afetam o
valor das empresas. Para atingir tal objetivo, realiza-se inicialmente um estudo de
eventos para se determinar uma mudança nos preços dos ativos dada uma alteração dos
juros. A seguir, realiza-se um estudo econométrico relacionando-se os retornos
anormais com os indicadores financeiros citados.
Firmas com bons indicadores financeiros sinalizam perspectivas favoráveis de
lucros futuros, portanto a distribuição dos dividendos para os acionistas. Firmas com
maus indicadores financeiros significam que os investidores tenderão a se desfazer de
suas aplicações em ações em busca de títulos mais rentáveis e com maior nível de
segurança no mercado financeiro. Então, a escolha pelos investidores de qual ação
investir depende em grande parte da situação financeira das empresas.
Este trabalho compreende cinco seções: na primeira seção será desenvolvida uma
breve discussão sobre os principais canais de transmissão de política monetária,
enfatizando as principais literaturas referentes a este tema. Na segunda seção será
desenvolvida a metodologia proposta para este estudo, onde se destaca o estudo de
eventos como a condição inicial para a fundamentação metodológica. Na terceira seção,
será apresentado o modelo econométrico, a fim de avaliar a relação entre os indicadores
financeiros e os retornos anormais. Na quarta seção, serão mostrados os principais
resultados da metodologia proposta. E por fim, na ultima seção serão apresentadas as
principais conclusões.
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1. MECANISMO DE TRANSMISSÃO DA POLÍTICA MONETÁRIA
Para a condução da política monetária obter sucesso, as autoridades monetárias
devem ter uma afirmação acurada do tempo e do efeito de suas políticas sobre a
economia, assim exigindo um entendimento através de quais mecanismos a política
monetária afeta a economia. Estes mecanismos de transmissão incluem efeitos na taxa
de juros, na taxa de câmbio, nos preços dos ativos, nas expectativas e no chamado canal
de crédito. O objetivo dessa seção é apresentar, de forma simplificada, os principais
canais de transmissão da política monetária destacados pela literatura, dando ênfase
principalmente ao canal da taxa de juros e seus efeitos sobre os preços dos ativos.
Atualmente, o principal instrumento à disposição do BACEN para disciplinar a
inflação é o uso da taxa de juros, uma vez que, por meio dela, é possível afetar o nível
de preços e a atividade da economia. A taxa de juros à disposição da autoridade
monetária brasileira, que serve como referência para as demais taxas, é a taxa de juros
do mercado de reservas bancárias, ou seja, a taxa SELIC. Ela é a taxa média dos
financiamentos diários, com lastro em títulos federais, apurados no Sistema Especial de
Liquidação e Custódia, a qual vigora por todo o período entre reuniões ordinárias do
COPOM. Em outras palavras, é via determinação da taxa SELIC pelo BACEN que as
outras taxas, por arbitragem, são determinadas.
A transmissão da política monetária através do mecanismo da taxa de juros tem
sido uma característica padrão nas literaturas econômicas nos últimos 50 anos
(MISHKIN, 1995). Neste canal, o efeito da política monetária sobre o lado real da
economia ocorre basicamente como descrito na teoria keynesiana com relação o modelo
IS x LM. Segundo esta teoria, uma ação de uma política monetária que visa à contração
da demanda agregada afeta a economia do seguinte modo: através do mercado de
reservas bancárias, o BACEN realiza uma contração monetária por meio da venda de
títulos públicos; com menos quantidade de moeda disponível na economia, ocorre,
conseqüentemente, uma elevação da taxa de juros de curtíssimo prazo; assumindo-se
que no curto prazo existe rigidez dos preços, a taxa de juros reais também se eleva.
Dado que o retorno real proveniente dos juros torna-se superior à eficiência marginal do
capital na maior parte da economia, tem-se como resultado a redução do nível de
investimento, o que, por sua vez, ocasiona a queda no nível de demanda agregada e
conseqüente diminuição do nível de produto da economia.
Com o advento das taxas de câmbio flexíveis em quase todos os países do mundo,
principalmente nestas últimas décadas, tem-se dado muita ênfase a transmissão da
política monetária operando através dos efeitos da taxa de câmbio sobre as exportações
líquidas. Esse canal passou a dar maior importância, no caso brasileiro, no período
posterior a desvalorização do Real em janeiro de 1999.
Este canal também envolve efeitos da taxa de juros. Por causa da hipótese de uma
elevação da taxa real de juros doméstica, os depósitos em dólar na economia local
tornam-se mais atrativos relativos aos depósitos em outros países, conduzindo a
apreciação da moeda doméstica. Então, assumindo-se uma contração monetária
observa-se que a elevação da taxa de juros provoca a entrada de capitais na economia o
que leva a apreciação da taxa de câmbio. Além disso, considerando-se que não houve
alteração no nível de preços domésticos e externos no mesmo período, a taxa real de
câmbio também se aprecia, o que implica menor competitividade dos produtos
domésticos frente aos produtos importados, dado que em termos relativos o preço do
produto doméstico tornou-se mais caro com relação ao estrangeiro. A conseqüência
desse processo é a redução do nível das exportações líquidas implicando numa
diminuição do nível de produto da economia.
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O terceiro canal de transmissão da política monetária a ser analisado refere-se ao
canal de preços dos ativos financeiros. Ao contrário da visão da teoria keynesiana,
segundo a qual o efeito da política monetária sobre a economia concentra-se de forma
exclusiva no preço de um único ativo (taxa de juros), tenta-se analisar como a política
monetária afeta o preço dos ativos relativos e a riqueza real. Existem dois canais que são
freqüentemente enfatizados na literatura monetarista acerca do mecanismo de
transmissão monetária: a teoria de investimento q de Tobin e o efeito da riqueza sobre o
consumo.
A teoria do q de Tobin analisa o mecanismo do qual a política monetária afeta a
economia através de seus efeitos sobre a valorização do patrimônio líquido das
empresas. O q de Tobin é definido como o valor de mercado das ações das firmas
dividido pelo custo de reposição do capital. É um índice bastante revelador do potencial
de valorização da empresa, indicando a riqueza agregada pelo mercado como reflexo de
seu poder de gerar lucros. Se o indicador for menor que 1,0, revela que o valor que a
empresa pode alcançar no mercado é inferior ao que gastaria para construí-la, calculado
a preços de reposição. Essa situação é de destruição de valor. Se o indicador q de Tobin
for maior que 1,0, de outro modo, é determinado quando o valor de mercado da empresa
for superior ao preço de reposição de seus ativos, verificando-se a agregação de valor
em seu preço. Existe uma relação entre o índice q de Tobin e gasto com investimento.
A conexão entre a política monetária e o preço das ações pode ser compreendido
pelos efeitos provenientes de uma retração monetária. Com a redução na oferta de
moeda, os agentes possuem menos recursos, o que leva à diminuição no dispêndio. Em
razão do menor volume de moeda, o mercado de ações também sofre impacto negativo
quanto à absorção de haveres. Neste caso específico, os investidores dão prioridade ao
consumo em vez da aplicação em ativos financeiros. Então, a contração monetária eleva
a taxa de juros, tornando os títulos mais atraentes do que as ações, o que, por
conseqüência, acarreta queda no preço das ações. Em outras palavras, para o investidor
seria muito mais atraente aplicar em um ativo com baixo risco e com melhor
desempenho relativo a rentabilidade, no caso, os títulos. Portanto, ocorre uma queda no
q de Tobin que leva a um menor nível de investimento na economia e conseqüente
redução do nível de produto na economia.
Um canal alternativo para a transmissão do preço das ações ocorre por meio do
efeito riqueza sobre o nível de consumo. Esse canal tem como referência o modelo do
ciclo de vida de Modigliani, onde a concepção básica é que a renda varia ao longo da
vida dos agentes econômicos, no qual é composto de capital humano, capital real e
riqueza financeira (MISHKIN, 1995). Neste contexto, a poupança desempenha um
papel fundamental para um consumo estável, pois permite aos consumidores
deslocarem a renda dos períodos em que ela é mais elevada para os períodos em que ela
é mais baixa. O componente principal da riqueza financeira é o nível de ações em posse
do público. Quando o nível de preço das ações cai, o valor da riqueza financeira diminui
e, portanto, os recursos dos consumidores ao longo da vida decrescem, o que provoca
uma provável redução do nível de consumo na economia. Desde que tem-se visto que a
política monetária contracionista pode conduzir ao declínio no nível de preço das ações,
tem-se então um outro mecanismo de transmissão monetária.
A relevância do canal de transmissão dos preços dos ativos é discutida por
Meltzer (1995). Segundo este autor, o processo de transmissão começa no mercado de
ações. Os custos de informação e transações são menores para muitos ativos do que os
custos de mudança de produção ou ajustamento do consumo ou investimento em bens
duráveis. Particularmente, quando existe incerteza sobre se os choques são permanentes
ou transitórios os mercados acionários respondem mais rapidamente. Portanto, a
compreensão do mecanismo do canal de preços de ativo torna-se fundamental para o
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objetivo deste estudo que busca avaliar e explicar o impacto do choque dos juros sobre
as ações das empresas mais líquidas no Brasil.
Conforme Bernanke & Gerter (1995), o descontentamento acerca de como os
efeitos da taxa de juros explicam o impacto da política monetária sobre o consumo de
ativos de longo prazo tem levado a uma nova visão do mecanismo de transmissão
monetária que enfatiza como a informação assimétrica e a aplicação custosa de
contratos criam problemas de agência nos mercados financeiros. Existem dois canais
básicos de transmissão que surgem como resultado dos problemas de agência nos
mercados de crédito: (i) o canal de empréstimos bancários; e (ii) o canal de balanços
patrimoniais das firmas.
O canal de empréstimos bancários é baseado na perspectiva que os bancos criam
uma função especial no sistema financeiro porque eles são bem apropriados para lidar
com certos tipos de tomadores de créditos, especialmente com relação às pequenas
firmas, onde os problemas de informação assimétrica podem ser pronunciados. O
mesmo não é válido para o caso das grandes empresas, pois elas podem obter acesso
direto ao mercado de crédito via mercados de ações e títulos sem precisarem recorrer
aos bancos. Neste caso, as grandes empresas utilizam-se de outros meios para adquirir
capitais de terceiros como emissão de debêntures e de ações no mercado acionário, caso
elas sejam de capital aberto. Assim, uma política monetária contracionista que reduz as
reservas bancárias e de depósitos bancários, através do aumento da taxa de compulsório
e de redesconto, por exemplo, tem como primeiro impacto a redução no volume de
empréstimos concedidos pelos bancos. Desse modo, com menos recursos disponíveis no
mercado, tende a haver redução do nível de investimento, e por conseguinte, redução do
nível do produto.
Um outro canal de transmissão relaciona-se ao canal de balanços patrimoniais das
firmas. É baseado sobre a predição teórica que o prêmio financeiro externo 1 encarado
pelo tomador deveria depender de sua posição financeira. Em outras palavras, quanto
maior é o valor líquido do tomador menor deveria ser o prêmio financeiro externo.
Intuitivamente, uma forte posição financeira (maior valor líquido do tomador) é capaz
de reduzir seu conflito de interesse potencial com o credor, por financiar uma maior
parte de seu projeto de investimento ou compra ou por oferecer mais colateral para
garantir as exigibilidades que ele emitiu (BERNANKE; GERTER, 1995). Neste caso,
um lucro líquido menor significa que os credores possuem menor colateral para seus
empréstimos e, portanto, as possíveis perdas oriundas de seleção adversa são elevadas.
Logo, o volume de recursos à disposição dos tomadores de empréstimos para o
financiamento de novos investimentos é reduzido. Além disso, é observado que o
problema de risco moral tende a elevar, pois, com a redução no valor das ações, há um
incentivo dos proprietários das firmas buscarem projetos de investimento que
apresentam risco mais elevado, o que, por conseqüência, implica numa maior
possibilidade dos credores não serem pagos (MENDONÇA, 2001).Com relação a este
cenário, uma contração monetária provoca um declínio no preço das ações, o que
implica menor volume de recursos disponíveis para investimentos e, conseqüentemente,
a queda do nível da demanda agregada.
Observe que, dado uma adoção de uma política monetária restritiva, o problema
de seleção adversa e do risco moral pode ser explicado pelo seguinte modo: com a
elevação da taxa de juros, devido à contração do volume de moeda, o custo associado ao
capital aumenta, provocando um reagrupamento de posição dos tomadores de
empréstimos. Ou seja, aquelas pessoas que possuem grandes disponibilidades de
1
O prêmio financeiro externo é definido como a diferença no custo entre fundos alavancados
externamente (pela emissão de ações e títulos) e fundos gerados internamente (por reter ganhos).
7
recursos ainda possuem a capacidade de tomar empréstimo, porém assumindo maior
risco. Em contradição, aquelas pessoas que não possuem grandes disponibilidades de
recursos evitarão tomar empréstimos. Outro problema se refere à questão do
cumprimento de contratos de empréstimos. Com a elevação da taxa de juros aumenta o
risco de default e, com isto, eleva também a probabilidade de não cumprir o contrato
pré-estabelecido. Nota-se que o aumento da taxa de juros provoca uma deterioração no
balanço das firmas devido à redução do fluxo de caixa.
Embora diversas literaturas sobre canal de crédito focalizam sobre os dispêndios
pelas firmas, Bernanke & Gertler (1995) sugerem que o canal de crédito poderia aplicar
equivalentemente também aos gastos relativo ao consumo. Isto conduz a um outro
mecanismo de transmissão para a política monetária operando através da conexão entre
a moeda e o preço das ações. Diante disso, quando é esperada a redução dos preços das
ações, o valor dos ativos financeiros tende a sofrer redução, o que implica uma maior
probabilidade de ocorrência de uma crise financeira. A queda dos preços das ações pode
ser explicada pelo fato dos títulos atrelados a taxa básica de juros serem mais rentáveis
com a elevação da taxa de juros. Há então uma substituição de ativos da carteira dos
investidores, devido ao aumento da taxa de juros. Ao mesmo tempo, diante de uma
situação que não é segura, os consumidores tendem a reduzir o nível de consumo,
fazendo com que o produto da economia diminua.
Quando o COPOM (BACEN) altera a taxa básica de juros, as expectativas dos
agentes econômicos frente à evolução presente e futura da economia podem sofrer
alterações. Em outras palavras, quando existe uma elevação da taxa de juros, na
tentativa de conter o aumento da inflação, nota-se efeitos recessivos no curto prazo. No
entanto, o BACEN pode restabelecer a confiança dos agentes econômicos no
desempenho futuro da economia fazendo com que as taxas de juros esperadas de médio
e longo prazo sejam menores. Portanto, é esperado que no longo prazo o efeito negativo
sobre o produto devido a um aumento da taxa de juros, evitando um processo
inflacionário, seja revertido; e que, com a recuperação da economia, seja gerado no
longo prazo um estímulo do nível de investimento capaz de promover uma elevação do
nível do produto. Observe que, dado uma política monetária contracionista gerada no
curto prazo, a economia tende ao equilíbrio no longo prazo.
2. ESTUDOS DE EVENTOS
Os agentes econômicos freqüentemente questionam como medir o efeito de um
evento econômico sobre o valor de uma firma. Esta medida pode ser calculada usando
dados acionários relacionados ao mercado financeiro através do estudo de eventos. A
utilidade de tal estudo vem do fato que, dada à racionalidade do mercado, o efeito de um
evento será refletido imediatamente nos preços das ações. Assim, o impacto do evento
econômico pode ser medido usando preços dos ativos observados num curto período de
tempo, ou seja, o estudo de eventos é utilizado para medir o impacto de algum evento
econômico no valor da firma no curto prazo. Assumindo que este evento se reflete no
preço das ações, este estudo focaliza em como os preços respondem ao anúncio público
de informação ou ocorrência de um fato. Portanto, através desse estudo é avaliado o
impacto de um evento específico sobre as empresas que possuem capital aberto em
bolsa de valores.
Os estudos de evento são amplamente utilizados em finanças, principalmente na
aferição da eficiência informacional do mercado em sua forma semiforte. Consiste na
análise do efeito da divulgação de informações específicas de determinadas firmas sobre
os preços de suas ações. Trata-se, portanto, de uma metodologia amplamente usada em
testes de eficiência de mercados, denominação comum a todos os testes de eficiência da
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forma semiforte de ajustamento de preços a anúncios públicos, sugeridos por FAMA
(1991).
Mackinlay (1997), em análise sobre a evolução metodológica, assinala que os
estudos de eventos não são recentes. O primeiro estudo publicado foi de Dolley (1933),
que examinou os efeitos do preço do stock split, estudando as mudanças do preço
nominal no período do split. Usando uma amostra de 95 splits de 1921 a 1931, ele
encontrou que o preço aumentou em 57 dos casos e o preço declinou em somente 26 dos
exemplos. Não houve nenhum efeito nos outros 12 casos. Aplicações mais recentes de
estudo de eventos podem ser encontradas em Ritter (1991), que estimou a valorização
de longo prazo da oferta pública inicial, Chopra, Lakonishok & Ritter (1992) que
investigaram a performance anormal das ações no mercado americano (avaliado pelo
índice de mercado Nyse) sobre a hipótese de um efeito reação além do normal de seus
estoques, Edelsberg & Ness Jr (2001) que examinaram o impacto da privatização sobre
os preços das ações no mercado de capitais brasileiro, Lima & Jorge Neto (2002) que
examinaram o impacto das privatizações sobre os preços das ações das empresas
petroquímicas nordestinas que foram desestatizadas, dentre outros.
2.1. Operacionalização do Estudo de Eventos
Um estudo de eventos utiliza o retorno de ações, considerado padrão, denominado
de retorno normal ou esperado, entendido como o retorno que o título teria caso o
evento não tivesse ocorrido. Para identificar um comportamento anormal nos períodos
próximos a um evento específico, calcula-se a diferença entre o retorno esperado
fornecido por um determinado modelo e o retorno observado no período de análise. Ou
seja, focaliza-se a determinação de retornos anormais de títulos nos dias próximos ou na
data do anúncio do evento. Segundo Kloeckner (1995), esse retorno anormal é
considerado um desvio dos retornos dos títulos antes não condicionados ao evento. O
fato da variância dos retornos aumentar quando próxima à data de divulgação do evento,
indica que este contém informações relevantes.
Campbell, Lo & Mackinlay (1997) descrevem os procedimentos de um estudo de
evento em sete passos principais: (a) definição do evento; (b) estabelecimento de
critérios de seleção; (c) cálculo de retornos normais e anormais; (d) estabelecimento de
procedimentos de estimativa; (e) definição de procedimentos de testes; (f) obtenção de
resultados empíricos; (g) interpretação e conclusões.
2.2. Definição do Evento
Evento é um acontecimento ou um fato específico, não necessariamente
econômico, onde se gera um grande número de informações que é difundido para o
mercado, ou seja, para os preços dos ativos observados num curto período de tempo.
Então, é necessário determinar o evento de interesse e identificar o período sobre o qual
os preços dos ativos das firmas envolvidas neste evento serão examinados – a janela do
evento.
No presente estudo, o evento será definido como as alterações da taxa básica de
juros, avaliadas mensalmente pelo Comitê de Política Monetária do Banco Central do
Brasil (COPOM/BACEN), entre os anos de 2000 a 2002. Tal escolha tem como
objetivo avaliar o impacto da política monetária via taxa de juros sobre os preços dos
ativos das empresas que possuem capital aberto em bolsa de valores, em um período
onde a conjuntura econômica brasileira se manteve estável, sem influência de choques
exógenos relevantes.
Nota-se que durante os anos de 2000 a 2002 houve 37 reuniões do COPOM.
Portanto, dentre estas reuniões foram selecionadas somente 17 reuniões, pois foram
aquelas em que a equipe econômica decidiu alterar a taxa básica de juros. O evento
9
escolhido foi aquele em que apresentou variações da taxa básica de juros Selic (Bacen)
estabelecida pelo COPOM durante o período compreendido entre janeiro de 2000 a
dezembro de 2002. Dessa forma, foram selecionadas aquelas reuniões que estão em
negrito. Estes eventos foram definidos como E1 a E17. A tabela 1 mostra a evolução da
taxa de juros fixada pelo COPOM/BACEN durante o período entre janeiro de 2000 a
dezembro de 2002.
TABELA 1
Eventos Selecionados - Evolução da Taxa de Juros Fixados pelo
COPOM/BACEN
Reunião
DATA
(E1)
28.03.2000
(E2) 48ª
20.06.2000
(E3)
07.07.2000
(E4) 49ª
19.07.2000
(E5) 54ª
20.12.2000
(E6) 55ª
17.01.2001
(E7) 57ª
21.03.2001
(E8) 58ª
18.04.2001
(E9) 59ª
23.05.2001
(E10) 60ª
20.06.2001
(E11) 61ª
18.07.2001
(E12) 68ª
20.02.2002
(E13) 69ª
20.03.2002
(E14) 73ª
17.07.2002
(E15) 76ª
14.10.2002
(E16) 78ª
20.11.2002
(E17) 79ª
18.12.2002
FONTE: BACEN, 2003.
PERÍODO DE VIGÊNCIA
29.03.2000
21.06.2000
10.07.2000
20.07.2000
21.12.2000
18.01.2001
22.03.2001
19.04.2001
24.05.2001
21.06.2001
19.07.2001
21.02.2002
21.03.2002
18.07.2002
15.10.2002
21.11.2002
19.12.2002
a
a
a
a
a
a
a
a
a
a
a
a
a
a
a
a
a
19.04.2000
07.07.2000
19.07.2000
23.08.2000
17.01.2001
14.02.2001
18.04.2001
23.05.2001
20.06.2001
18.07.2001
22.08.2001
20.03.2002
17.04.2002
21.08.2002
23.10.2002
18.12.2002
22.01.2003
META DA TAXA
SELIC (% a.a.)
18,5
17,5
17
16,5
15,75
15,25
15,75
16,25
16,75
18,25
19
18,75
18,5
18
21
22
25
VARIAÇÃO
(% a.a.)
-0,5
-1,0
-0,5
-0,5
-0,8
-0,5
0,5
0,5
0,5
1,5
0,8
-0,3
-0,3
-0,5
3,0
1,0
3,0
Tendo identificado o evento de interesse, é necessário determinar o critério de
seleção de uma ou mais empresas específicas neste estudo. Nesta etapa, diversas
restrições podem reduzir a amostra analisada, como a indisponibilidade dos dados ou
aqueles que não tem relevância para o objetivo fundamental desse estudo de eventos.
2.3. Amostra
Depois de identificar o evento de interesse, é necessário determinar o critério de
seleção para a inclusão de um dado conjunto de firmas no estudo. O critério pode
envolver restrições impostas pelos dados disponíveis tais como os índices de mercado
IBOVESPA e IBX-50 ou pode envolver restrições tais como associação de firmas em
uma indústria específica (CAMPBELL, LO; MACKINLAY, 1997). Neste estágio é
fundamental sumarizar algumas características de dados amostrais e notar algum
potencial viés, o qual pode ter sido introduzido através da seleção da amostra.
Brown & Warner (1985) constataram que, após avaliar a distribuição do excesso
de retorno médio para amostras de diferentes tamanhos (tamanho 50), essa distribuição
se aproxima da normal. Então, inicialmente selecionou-se uma amostra composta dos
papeis acionários que estão contidos na carteira teórica IBX-50. O IBX-50 é um índice
que mede o retorno total de uma carteira teórica composta por 50 ações selecionadas
entre as mais negociadas na BOVESPA em termos de liquidez, ponderadas na carteira
pelo valor de mercado das ações disponíveis à negociação. Ele foi desenhado para ser
um referencial para os investidores e administradores de carteira, e também para
possibilitar o lançamento de derivativos (futuros, opções sobre futuro e opções sobre
10
índice) e é atualizada a cada quatro meses. O IBX-50 tem as mesmas características do
IBX – ÍNDICE BRASIL, que é composto por 100 ações, mas apresenta a vantagem
operacional de ser mais facilmente reproduzido pelo mercado, devido o seu critério de
liquidez.
A escolha do grau de liquidez como critério para composição da amostra pode ser
justificada pela própria natureza da hipótese nula a ser testada de que os retornos
anormais das ações são estatisticamente insignificantes na presença do choque da taxa
de juros. Trabalhar com papéis pouco líquidos poderia viesar os resultados a favor da
presença de retorno anormal médio significativo. Outro fator que justifica este critério
de escolha é que uma das principais razões para os agentes, que atuam no mercado
financeiro brasileiro darem especial importância à liquidez, é o fato de existir um
número razoável de empresas com alto valor de mercado, mas com baixo volume de
negócios na bolsa. Num cenário instável como o mercado financeiro brasileiro, a
liquidez das ações significa uma evolução de retornos mais próxima da forma contínua,
o que facilita a tomada de decisão e as negociações em geral.
Uma vez fixado o tamanho da amostra, utilizou-se como proxy para a análise
deste trabalho o grau de liquidez de cada ação. Dessa forma, foi considerado, como
critério para a escolha da composição da amostra, as ações incluídas nas carteiras
teóricas IBX-50 2 no ano de 2003. Então, o que se fez foi avaliar a freqüência com que
cada ação participou das diferentes composições do IBX-50 no período amostral e assim
escolher as que mais participaram, excluindo as que não estão sendo negociados
atualmente em bolsa de valores, pelo fato da empresa apresentar capital acionário
fechado, os papéis do setor bancário, por não apresentarem todas as informações
financeiras necessárias para a avaliação fundamentalista das empresas, e as ações do
tipo ordinárias, por não representar grande participação, em termos de volume e
liquidez, nos principais índices de mercado do Brasil. Portanto, foram escolhidas as
ações que participaram em todas as carteiras teóricas IBX-50 e, dentre elas, aquelas que
registraram índices de liquidez mais altos, tendo como medida a classificação acionária
em termos de liquidez nestas carteiras.
Na tabela 2 tem-se a composição da carteira de ações. Como critério de
nomenclatura esta carteira teórica será denominada carteira de estudo IBX-50 T.
Observa-se que foram selecionados 33 papéis da carteira de estudo IBX-50 T, dos quais
30 ações possuíam dados suficientes para que os testes fossem efetuados. Portanto,
foram selecionadas 30 ações, das quais se tentará avaliar a influência dos choques dos
juros sobre elas nos anos de 2000 a 2002.
TABELA 2
Composição da Carteira de Estudo IBX-50 T
EMPRESAS INCLUÍDAS
EMPRESAS EXCLUÍDAS
POR FALTA DE
INFORMAÇÃO
ACESITA PN *, AMBEV PN *, ARACRUZ PNB,BRASIL T PAR PN *ED, CRT CELULAR PNA*, TELEMAR N L
BRASIL TELEC PN *, CELESC PNB, CEMIG PN *, CESP PN *, COPEL PNA*, TRAN PAULIST PN *ED
PNB*, ELETROBRAS PNB*ED, ELETROPAULO PN *, EMBRAER PN,
EMBRATEL AR PN *, GERDAU PN EBG, NET PN, P.ACUCAR-CBD PN
*ED, PETROBRAS PN, SADIA S/A PN, SID TUBARAO PN *, TELE CL
SUL PN *, TELE CTR OES PN *, TELE LEST CL PN *, TELE NORD CL
PN *, TELEMAR PN *, TELEMIG PART PN *, TELESP PN *, TELESP CL
PA PN *, USIMINAS PNA, V C P PN *ED, VALE R DOCE PNA
2
Para que uma ação seja incluída no índice IBX-50 é necessário que ela atenda a dois quesitos básicos,
sempre com relação aos últimos 12 meses: a) ser uma das 50 ações com maior índice de negociabilidade
apurados nos doze meses anteriores à reavaliação; b) ter sido negociada em pelo menos 80% dos pregões
ocorridos nos doze meses anteriores à formação da carteira.
11
2.4. Retornos Normais e Anormais
Para avaliar o impacto do evento utiliza-se uma medida do retorno anormal. O
retorno normal é definido como o retorno esperado sem a condição de que o evento
ocorra, enquanto que o retorno anormal é definido como o retorno observado ex post de
um título menos o retorno da firma na janela de evento. Desse modo, o retorno anormal
de um título para uma dada firma i e uma data de evento t é dado pela seguinte fórmula:
ARit = Rit − E ( Rit / X t )
(1)
onde ARit, Rit e E(Rit/Xt) são, respectivamente, o retorno anormal, retorno observado e
retorno esperado do ativo i para o período t, com base nas informações Xt,
condicionantes do modelo de geração de retornos normais. Supondo-se que E(Rit/Xt) =
E(Rit), tem-se:
ARit = Rit − E ( Rit )
(2)
Soares, Rostagno & Soares (2002), apresentam duas formas de cálculos dos
retornos normais: a tradicional, que pressupõe um regime de capitalização discreta, e a
logarítmica, que pressupõe um regime de capitalização contínua. Segundo estes autores,
a forma de cálculo dos retornos mais adequada é a logarítmica, pois esta apresenta uma
distribuição de retornos mais próxima à distribuição normal, a qual constitui um dos
pressupostos de testes paramétricos 3. Portanto, para este estudo é utilizado o regime de
capitalização contínua como fórmula de cálculo para retornos normais. Por esta forma
de capitalização, o preço de um título é dado por:
Pt = Pt −1e R (3)
com t = 1, por estar utilizando apenas um período, sendo R, Pt e Pt-1 a taxa de retorno, o
preço da ação no período t e o preço da ação no período t – 1, respectivamente.
2.5. Modelos de Determinação de Retornos Normais
De um modo geral, diversos modelos podem ser empregados nos cálculos dos
retornos normais. Campbell, Lo & Mackinlay (1997) dividem esses modelos em duas
categorias: estatísticos, no qual obedecem aos pressupostos estatísticos que envolvem o
comportamento de retornos de ativos e não dependem de quaisquer argumentos
econômicos, quando a data do evento é facilmente identificada; e econômicos, no qual
obedecem a restrições econômicas, o que lhes possibilita calcular medidas mais precisas
de retornos normais. Para este estudo será considerado o modelo estatístico.
Os três modelos estatísticos de mensuração de retornos normais sugeridos por
Brown & Warner em seus artigos de 1980 e 1985 são: modelo de retornos ajustados à
média (constante); modelo de retornos ajustados ao mercado; e modelo de retornos
ajustados ao risco e ao mercado. Será utilizado para este estudo o modelo de retornos
ajustados ao mercado.
2.6. Modelos de Retornos Ajustados ao Mercado
O modelo de mercado é um modelo estatístico que relaciona o retorno de ativo do
retorno da carteira de mercado. Ele assume também que os retornos esperados ex ante
são iguais para todos os ativos, mas não necessariamente constantes ao longo do tempo.
Em outras palavras, assume que o retorno esperado ex ante de retorno do mercado é a
média ponderada do volume financeiro negociado dos retornos das ações que a compõe.
Considerando-se a carteira de mercado de risco de ativos m a combinação linear de
3
Na forma Logarítmica, a curva relativa à distribuição de freqüência dos retornos, pressupondo-se ser de
capitalização contínua, seria simétrica em relação a “zero”. Esta tende a aproximar a distribuição de
freqüências dos retornos calculados por meio do logaritmo natural da curva normal.
12
~
~
todos os títulos, tem-se que E ( Rt ) = E ( Rmt ) para qualquer título i. Dessa forma, o
retorno anormal ex post, em qualquer título i, é dado pela diferença entre seu retorno e o
da carteira de mercado m. Ou seja,
ARit = Rit − Rmt
(4)
A implementação deste modelo envolve a comparação do retorno do título durante
o período do evento com o retorno de um índice apropriado de mercado. Qualquer
diferença entre o retorno do título e o retorno de mercado é denominada de anormal ou
excesso de retorno com relação ao evento em questão.
Para este trabalho foi considerado o índice de mercado IBX-50, onde se mede o
retorno total de uma carteira teórica composta pelas 50 ações entre as mais negociadas
na BOVESPA em termos de liquidez, ponderadas na carteira pelo valor de mercado das
ações disponíveis à negociação. A escolha desse índice de mercado tem o objetivo de
avaliar o comportamento das ações incluídas na carteira de estudo IBX-50 T diante do
índice representativo de liquidez do mercado acionário brasileiro.
2.7. Procedimento de Estimação
Uma vez selecionado o modelo de desempenho normal, os parâmetros do modelo
devem ser estimados usando o subconjunto de dados conhecidos como a janela de
estimação. Normalmente, utiliza-se um período anterior ao da janela do evento, também
definido de forma subjetiva e arbitrária pelo pesquisador, devendo ser extenso o
bastante para que possíveis discrepâncias nos preços possam ser diluídas sem provocar
grandes alterações em sua distribuição de freqüência. O que deve ser observado na
definição desta janela é que ela não deve incluir, ou seja, sobrepor-se à janela do evento,
a fim de não influenciar os parâmetros do modelo de determinação de retornos normais.
A figura 1 apresenta o formato da metodologia:
FIGURA 1:
LINHA DE TEMPO DE UM ESTUDO DE EVENTO.
(Janela de Estimação)
(Janela de Evento) (Janela Pós-Evento)
L1
L2
L3
T0
T1
0
T2
T3
FONTE: Adaptado de CAMPBELL, LO & MACKINLAY (1997).
Onde:
t = 0 é a data do evento;
t = T0 + 1 até t = T1 é a janela de estimação e L1 = T1 – T0, a sua extensão;
t = T1 + 1 até t = T2 é a janela de evento e L2 = T2 – T1, a sua extensão;
t = T2 + 1 até t = T3, é a janela pós-evento e L3 = T3 – T2, a sua extensão;
Para este trabalho, é considerado o procedimento de estimação que representa a
linha do tempo da análise de longo prazo. O procedimento de estimação de longo prazo
tentará examinar o impacto dos eventos sobre a carteira de ações IBX-50 T no período
onde está se criando um grande volume de informações que refletem diretamente sobre
os preços desses ativos. Ou seja, este período mostra a reação do mercado frente às
expectativas relativas ao anúncio da nova taxa básica de juros. A linha de tempo para
este estudo de evento é representada da seguinte forma:
13
FIGURA 2
Linha de Tempo de um Estudo de Evento (Análise de Longo Prazo).
(Janela de Estimação)
(Janela de Evento) (Janela Pós-Evento)
L1
L2
L3
- 131
- 10
0
+ 10
T3
FONTE: Elaborado pelo autor.
onde, t = 0 é a data do evento, T0 = - 131, T1 = -10, T2 = +10 e L1 = 120, L2 = 21 do dia
do evento, respectivamente. Nota-se que T3 e L3 são considerados apenas como
extensão da linha de tempo deste estudo de eventos.
2.8. Categorias de Anúncio
Para avaliar o impacto dos anúncios das alterações da taxa básica de juros sobre as
ações das firmas incluídas na carteira de estudo IBX-50 T é atribuído a cada anúncio
uma dessas duas categorias: boa notícia e má notícia. Categorizam-se cada anúncio
usando o desvio dos retornos observados dos retornos esperados. Se os retornos
observados excederem os esperados o anúncio é denominado como boa notícia; mas, se
os retornos observados forem inferiores aos esperados o anúncio é tido como uma má
notícia. Em outras palavras, para este estudo define-se boa notícia a categoria na qual a
ação i obtém um retorno anormal positivo no dia do evento (ARit > 0); e má notícia a
categoria na qual a ação i obtém um retorno anormal negativo (ARit < 0) no dia do
evento.
2.9. Procedimento de Teste 4
Como a reação do mercado pode difundir-se nos dias subseqüentes ao evento,
acumulam-se os retornos anormais nesses dias para avaliar a reação dos preços no
mercado ao longo da janela do evento. Para este estudo, esta acumulação será feita na
dimensão no tempo, ou seja, através da acumulação dos retornos anormais no tempo
para títulos individuais afetados por um evento específico.
A técnica do retorno anormal acumulado, ou CAR (Cumulative Abnormal
Return), pode ser expressa pela seguinte fórmula:
t2
CARi (t1 , t 2 ) = ∑ ARit
(5)
t1
O retorno anormal acumulado de t1 a t2 está contido no intervalo T1 < t1 < t2 < T2.
Assintoticamente (pois L1 aumenta), a variância de CAR 5 pode ser calculada por:
σ i2 (t1 , t 2 ) = (t 2 − t1 + 1)σ ε2i
(6)
Com base na equação 5, sob a hipótese nula (H0), o retorno anormal acumulado
apresenta uma distribuição normal com esperança zero e variância constante:
CARi (t1 , t 2 ) ~ N [0, σ i2 (t1 , t 2 )]
(7)
Pode-se construir um teste para H0 [CARi (t1, t2) = 0] para um título i, com base na
equação 6, usando-se o retorno anormal acumulado padronizado (SCAR), dado por:
CAR i
(8)
SCAR i (t1 , t 2 ) = 2
[σ i (t1 , t 2 )]1 / 2
onde σ i2 (t1 , t 2 ) é calculado pela fórmula vetorial (ver CAMPBELL, LO &
MACKINLAY, 1997):
4
5
Esta seção se baseia em MACKINLAY (1997).
Para este modelo estatístico, a disturbância εi representa o retorno anormal da ação i (ARi).
14
σ ε2i =
1
ε i'ε i
L1 − 2
(9)
Sob H0, a distribuição de SCARi (t1, t2) é t de Student, com L1 – 2 graus de
liberdade. Através das propriedades da distribuição t de Student, a expectativa de
L −2
SCARi (t1, t2) é 0 e a variância é ( 1
) . Nota-se que, para janelas de estimação
L1 − 4
grandes (L1 > 30), a distribuição de SCARi (t1, t2) será aproximada da distribuição
normal padrão.
De uma forma geral, os resultados empíricos obtidos após a aplicação dos testes
de hipóteses conduzidos ao longo do estudo do evento devem possibilitar a extração de
conclusões sobre os mecanismos através dos quais os eventos afetam os preços dos
ativos financeiros analisados.
2.10. Os Dados
As cotações acionárias são diárias e analisadas entre o período de janeiro de 2000
a dezembro de 2002. Estas cotações foram coletadas junto ao provedor de informações
Economática, fornecido pela Bolsa Regional de Valores do Ceará (BVRg/CE). Para fins
de análise, optou-se por cotações não-ajustadas para eventos, em valores nominais e na
moeda atual (ou seja, em Reais).
Nos feriados nacionais, as ações das empresas na bolsa de valores não foram
negociadas, portanto, não houve cotações acionárias. Este critério aumenta a
importância da composição da amostra com base na liquidez dos papéis, porque, no
caso de ações negociadas com maior freqüência, há menos necessidade de eliminar
retornos, o que gera um ganho de eficiência nos testes estatísticos. Nota-se ainda que os
retornos dos papéis e da carteira de mercado utilizado no modelo de retornos normais
são expressos em termos de moeda nominal. Para deflacioná-las utilizou-se o índice
IGP-DI, calculando, inicialmente, os preços de fechamento reais. Esse índice se refere
ao período que começa no primeiro dia de cada mês e termina no último.
3. MODELO ECONOMÉTRICO
Esta seção descreve a influência de variáveis financeiras, representando
características peculiares a cada na firma, na determinação no sinal e na magnitude dos
retornos anormais. Admite-se que os preços dos ativos sejam determinados conforme
oferta e demanda do mercado mas que esta determinação segue, no longo prazo, os
fundamentos da empresa. Desta forma, o impacto de uma alteração dos juros terá
reflexo sobre o valor da empresa no mercado de acordo com o efeito que esta alteração
terá sobre os fundamentos da empresa.
Segundo Brigham & Houston (1999), do ponto de vista do investidor, o objetivo
da análise das demonstrações financeiras é a previsão do futuro. Analistas de ações
estão interessados na eficiência e perspectivas de crescimento da empresa a qual
investiu. Dessa forma, índices financeiros são construídos para mostrar as relações entre
as contas das demonstrações financeiras, a fim de revelar os pontos fortes e fracos de
uma empresa em comparação com outras empresas do mesmo setor e para examinar se
a posição da mesma tem melhorado ou se deteriorado ao longo do tempo. Espera-se que
os investidores apliquem seus recursos nas ações das empresas que possuem bons
indicadores financeiros, pois eles buscam auferir ganhos adicionais em suas aplicações
relacionados a dividendos, no qual está em função de seus potenciais lucros futuros.
Com o intuito de verificar o que levou as firmas a terem seus retornos acionários
anormais após os eventos, pretende-se examinar a influência dos principais
fundamentos financeiros sobre estes retornos anormais. Como o estudo considera a
15
alteração dos juros, ele focaliza variáveis que reflitam o efeito direto destes. Neste
sentido, entende-se como sendo fatores relevantes a estrutura de capital, a liquidez e a
rentabilidade das empresas.
Estes fatores servem como referência para os atuais e potenciais acionistas identificar a
capacidade que a empresa apresenta em gerar lucros e remunerar os recursos próprios
aportados diante de um cenário de choque da taxa de juros. Neste sentido, espera-se que
empresas mais endividadas se prejudiquem mais com a elevação dos juros, pois suas
obrigações com terceiros aumentam. Por outro lado, espera-se que nas empresas mais
líquidas e mais rentáveis o efeito da alta dos juros seja menor, pois ao possuírem uma
grande disponibilidade de recursos acaba amortecendo aquele impacto negativo sobre
sua estrutura de capital. Portanto, ao avaliar a influência dos indicadores financeiros
sobre o excesso de retorno tenta-se explicar como o mecanismo de transmissão da
política monetária via taxa de juros afeta a estrutura de capital das empresas de capital
aberto.
3.1. Indicadores Financeiros
Para especificar a análise dos fundamentos da empresa conforme sua capacidade
de pagamento, avaliação da proporção de recursos próprios e de terceiros e dependência
financeira por dívidas de curto prazo, segundo a natureza de suas exigibilidades, é
preciso definir quais os indicadores financeiros a serem utilizados. Foram selecionados
três indicadores financeiros coletados junto ao provedor de informações Economática,
fornecido pela BVRg/CE. Estes indicadores correspondem a dados de estrutura de
capital, liquidez e rentabilidade do balanço não consolidado das empresas da amostra.
Note-se que estes dados são expressos em termos reais e também em termos
percentuais. Então, com relação aos dados reais foi necessário deflacioná-los,
utilizando-se o índice IGP-DI, para manter a padronização monetária correspondente
com o preço acionário das empresas selecionadas para a execução dos testes estatísticos
posteriores.
Os indicadores financeiros (trimestrais) selecionados para análise são 6:
i) Rentabilidade do Ativo (RA) (%): indica quanto a empresa obtém de lucro para
cada R$ 100 de investimento total médio. Quanto mais alta for esta taxa, melhor. Este
índice também mostra quanto a empresa obteve de lucro líquido em relação ao ativo. É,
portanto, uma medida do potencial de geração de lucro de parte da empresa.
RA = LUCRO LÍQUIDO / ATIVO TOTAL
(10)
ii) Exigível Total / Ativo Total (EXT_AT) (%): revela a dependência da empresa com
relação a suas exigibilidades, isto é, do montante investido em seus ativos, ou qual a
participação dos recursos de terceiros. Ela representa também o índice de
endividamento geral da empresa. Quanto maior se apresentar esse índice, mais elevada
se apresenta a dependência financeira da empresa pela utilização de capitais de
terceiros.
EXT_AT = (PASSIVO CIRCULANTE + EXIGÍVEL L. P. / ATIVO TOTAL (11)
iii) Liquidez Corrente (LC): indica quanto a empresa possui no ativo circulante para
cada real de dívida em curto prazo. Quanto maior a liquidez corrente, mais alta se
apresenta a capacidade da empresa em financiar suas necessidades de capital de giro.
LC = ATIVO CIRCULANTE / PASSIVO CIRCULANTE
(12)
6
Ver maias detalhes em MATARAZZO (1989), GITMAN (2002) e BRIGHAM & HOUSTON (1999).
16
Portanto, será apresentado na próxima seção um modelo econométrico onde se
tentará estimar a influência desses indicadores financeiros das empresas da carteira de
estudo IBX-50 T com seus excessos de retornos acionários que foram estatisticamente
significantes na janela do evento.
3.2. Modelo Econométrico
Utiliza-se o modelo econométrico de dados em painel a fim de avaliar a influência
dos indicadores financeiros das empresas sobre os excessos de retornos das ações
incluídas na carteira de estudo IBX-50 T. Como uma forma de aumentar a eficiência da
estimação do modelo, é utilizado o método de estimação Cross Section Ponderado
(GLS), no qual é assumida a presença de heteroscedasticidade cross-section, incluindo
um fator de correção de heterocedasticidade nos erros padrões White
Heteroskedasticity-Consistent Standart Errors & Covariance para estimar os
parâmetros da equação.
É considerado como modelo padrão a seguinte equação econométrica:
CARie (t1 , t 2 ) = α ie + IF *ie' β i + ε ie
(13)
onde CARie (t1 , t 2 ) é o retorno anormal acumulado da ação i na janela do evento L2 (t1, t2)
no evento “e”, IF*ie e βi são, respectivamente, k-vetores de regressores não-constantes
dos indicadores financeiros da empresa i defasadas um trimestre do evento “e”, e
parâmetros para i = 1,2, ..., N unidades de ações cross-section. Cada unidade de ação
cross-section é observada para “e” = 1,2, ..., E eventos. As variáveis explicativas do
modelo econométrico utilizado são defasados um trimestre do evento “e” pelo fato que
os balanços das empresas disponíveis no mercado corresponderem ao trimestre anterior
daquela data. Desse modo, com estas informações defasadas, os investidores geram
expectativas com relação ao desempenho financeiro das firmas.
Como variáveis independentes do modelo econométrico são considerados os
seguintes indicadores financeiros das empresas selecionadas, referentes o trimestre
imediatamente anterior:
(14)
IF * ie = (RAie , EXT _ ATie , LC ie )
onde, RAie representa a rentabilidade do ativo da empresa i no evento “e”, EXT_ATie
representa o índice de endividamento da empresa i no evento “e”, e LCie representa a
liquidez corrente da empresa i no evento “e”. Dessa forma, para efeito de análise
financeira, foi levada em consideração a escolha de um índice de rentabilidade, de
estrutura de capital e de liquidez, a fim de avaliar, de uma forma geral, o desempenho
financeiro das empresas incluídas na carteira de estudo IBX-50 T.
Como uma forma alternativa, pode-se visualizar estes dados como um conjunto de
regressões específicas cross-section de modo que se tenha N equações transversais:
CARi (t1 , t2 ) = α i + IF *i' β i + ε i
(15)
cada um com “E” eventos empilhados. Para a proposta de discussão, a equação (15)
pode também ser representada pela seguinte forma:
CAR(t1, t2) = α + IF*β +ε
(16)
onde α, β e IF* são estabelecidos para incluir algumas restrições sobre os parâmetros
entre as unidades de ações cross-section.
Basicamente a especificação tratada em painel tem um sistema de equações e
estima o modelo usando o sistema OLS (Ordinary Least Square). Esta especificação é
apropriada quando os resíduos são contemporaneamente não correlacionados e
homoscedástico em séries temporais e de forma cross-section. Para a estimação do
modelo econométrico é suposto que os resíduos são heteroscedásticos e não
17
correlacionados contemporaneamente. Portanto, é utilizada a regressão ponderada
cross-section, método de estimação mais apropriado para corrigir este problema.
As variâncias estimadas são calculadas como:
Ei
σ̂ i2 = ∑ [CARie (t1 , t 2 ) − CAˆ Rie (t1 , t 2 )] 2 / Ei
(17)
e =1
onde, neste caso específico, CÂRie (t1, t2) são os valores OLS ajustados. Os valores dos
coeficientes estimados e da matriz de covariância são dados pelo estimador GLS
padrão.
Os estimadores dos Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) são consistentes na
presença de heteroscedasticidade, mas os erros padrões convencionais calculados não
são válidos. Se encontrar a evidência de heteroscedasticidade, deve-se escolher a opção
de erros padrão robusto para corrigir os erros padrões. Dessa forma, supondo a presença
de heteroscedasticidade no modelo de regressão proposto, ou seja, que as variâncias das
disturbâncias não é constante através das observações, é utilizado o estimador da matriz
covariância consistente de White como forma de corrigir este potencial problema.
3.3. Procedimentos para Estimação
Portanto, com base no modelo padrão econométrico esquematizado anteriormente
são elaborados três modelos alternativos. No primeiro modelo são incluídas todas as
empresas que apresentaram retornos anormais acumulados estatisticamente
significantes, independentemente do sinal da variação da taxa básica de juros. Para
distinguir as variações positivas e negativas da taxa de juros no período amostral é
adicionada neste modelo a variável binária dummy nas variáveis explicativas, onde ela é
representada pelo seguinte modo: d = 0, no qual representa uma variação negativa da
taxa de juros; e d = 1, no qual representa uma variação positiva da taxa de juros. No
segundo modelo são incluídas aquelas empresas as quais obteram retornos anormais
acumulados estatisticamente significantes nos eventos e que apresentaram variações
positivas da taxa de juros. E no terceiro modelo são incluídas todas as empresas que
registraram retornos anormais estatisticamente significantes nos eventos e que
apresentaram variações negativas da taxa de juros.
4. ANÁLISE DE RESULTADOS
Esta seção é dividida em três partes: a primeira procura definir quais foram as
empresas beneficiadas ou não com os anúncios das variações da taxa básica de juros. A
segunda se refere em mostrar os resultados dos testes estatísticos de significância, onde
se examinará se houve ou não excessos de retorno acionário da carteira IBX-50 T na
janela do evento de longo prazo. E a última expõe os principais resultados do modelo
econométrico como tentativa para explicar a influência dos indicadores financeiros das
empresas incluídas na carteira IBX-50 T sobre os seus excessos de retornos acionários
estatisticamente significantes.
4.1. Resultados das Categorias do Anúncio
A linha de tempo do estudo é fundamental para verificar quais foram as empresas
beneficiadas ou não com relação à variação da taxa de juros. Com base nestes
argumentos, a janela do evento (L2) para este cenário é considerada como de longo
prazo e é definida como sendo o período entre o décimo dia anterior ao décimo dia
posterior da data dos anúncios das alterações da taxa de juros. A janela de estimação é
considerada como sendo o período correspondente entre os cento e vinte dias anteriores
da janela do evento. O modelo de mercado IBX-50 foi utilizado para a avaliação dos
resultados. Além disso, são mostradas as médias dos retornos anormais acumulados das
trinta firmas incluídas na carteira IBX-50 T das categorias “boa notícia” e “má notícia”
18
nos anúncios de variações positiva e negativa da taxa de juros, respectivamente. Foram
considerados 17 anúncios de variações da taxa básica de juros entre o período de 2000 a
2002. Gráficos dos retornos anormais acumulados também são apresentados, com os
retornos anormais acumulados (CARs) do modelo de mercado IBX-50 nos cenários de
alta e de baixa da taxa de juros, respectivamente.
4.1.1 Anúncio – Variação Positiva da Taxa de Juros
De acordo com o gráfico 1 têm-se os seguintes resultados: primeiro, a média do
retorno anormal acumulado para as firmas da categoria “boa notícia” registrou uma
rentabilidade anormal negativa de – 1,60 % no dia do anúncio (dia zero), enquanto que
para as firmas da categoria “má notícia” obteve uma taxa ainda menor de – 1,89 %;
segundo, observa-se que o comportamento dos retornos anormais das ações da carteira
de estudo IBX-50 T se mostrou sem grandes alterações significativas. Contudo, nota-se
que a média dos retornos anormais das empresas da categoria “boa notícia” entre os
cinco dias anteriores ao anúncio obteve valorização, registrando uma desvalorização no
segundo dia após as elevações dos juros.
4.1.2. Anúncio – Variação Negativa da Taxa de Juros
O gráfico 2 mostra os seguintes resultados: primeiro, a média do retorno anormal
acumulado para as firmas da categoria “boa notícia” registrou uma rentabilidade
anormal positiva de 1,36 % no dia do anúncio (dia zero), ao passo que para as firmas da
categoria “má notícia” obteve uma taxa negativa de – 0,92 %; segundo, observa-se um
resultado relevante para este estudo: o comportamento da média dos excessos de
retornos acumulados das empresas das categorias “boa notícia” e “má notícia” seguiu
uma tendência divergente logo após os anúncios das reduções dos juros. Em outras
palavras, as empresas da categoria “boa notícia” tiveram retornos anormais acumulados
crescentes após aqueles eventos, enquanto que as empresas da categoria “má notícia”
tiveram retornos anormais acumulados decrescentes após os anúncios das reduções dos
juros. Nota-se também que no dia anterior dos eventos o comportamento acionário das
categorias de empresas começaram a se diferir uma da outra.
GRÁFICO 1: Média do Retorno Anormal Acumulado [M(CAR)] - Elevação da Taxa
de Juros
0.0000%
-0.5000% -10 -9 -8 -7 -6 -5 -4 -3 -2 -1
M(CAR) (%)
-1.0000%
0
1
2
Evento
Má Notícia
-1.5000%
-2.0000%
-2.5000%
-3.0000%
-3.5000%
3
Boa Notícia
-4.0000%
-4.5000%
Janela do Evento
4
5
6
7
8
9 10
19
GRÁFICO 2: Média do Retorno Anormal Acumulado [M(CAR)] - Redução da Taxa
de Juros
4.0000%
3.0000%
Evento
M(CAR) (%)
2.0000%
Boa Notícia
1.0000%
0.0000%
-1.0000% -10 -9 -8 -7 -6 -5 -4 -3 -2 -1
0
1
2
3
4
5
6
7
8
9 10
Má Notícia
-2.0000%
-3.0000%
-4.0000%
-5.0000%
Janela do Evento
Pode-se concluir que quando há elevações dos juros o comportamento dos
retornos acionários acumulados não registrou alterações significativas. Entretanto, o que
se notou foi que as empresas tenderam a perder liquidez com as elevações dos juros. Por
outro lado, quando houve reduções dos juros, os investidores tenderam a aplicar nas
ações que receberam “boa notícia” no dia dos eventos, ou seja, eles investiram nas
empresas que apresentaram excessos de retornos positivos no dia dos anúncios, fato que
não se comprova para o grupo de empresas da categoria “má notícia”. Neste caso, notase uma divisão em dois grupos distintos de empresas da carteira IBX-50 T logo após as
reduções dos juros, em termo de retorno anormal acionário. Os investidores tenderam a
investir nas empresas da categoria “boa notícia” e ao mesmo tempo tenderam a vender
as ações das empresas da categoria “má notícia”. Isto significa dizer que por um lado
um grupo de empresas foi beneficiado e por outro prejudicado com as reduções da taxa
básica de juros entre o período de 2000 a 2002. O quadro 1 mostra a que grupo cada
empresa pertence com os anúncios das elevações e reduções da taxa básica de juros.
ANÚNCIO - ELEVAÇÃO DA TAXA DE JUROS
BOA NOTÍCIA
MÁ NOTÍCIA
ACESITA PN
ARACRUZ PNB
AMBEV PN
BRASIL TELEC PN
BRASIL T PAR PN
CELESC PNB
CEMIG PN
COPEL PNB
CESP PN
EMBRAER PN
EMBRATEL PAR PN
GERDAU PN
ELETROBRÁS PNB
NET PN
ELETROPAULO PN
PÃO DE AÇÚCAR PN
SID TUBARÃO PN
PETROBRÁS PN
SADIA PN
TELE CL SUL PN
TELE CTR OES PN
TELE LEST CL PN
TELESP PN
TELE NORD CL PN
TELEMAR PN
TELEMIG PART PN
TELESP CL PA PN
USIMINAS PNA
VCP PN
VALE R DOCE PN
QUADRO 1
ANÚNCIO - REDUÇÃO DA TAXA DE JUROS
BOA NOTÍCIA
MÁ NOTÍCIA
ACESITA PN
CEMIG PN
AMBEV PN
COPEL PNB
ARACRUZ PNB
EMBRATEL PAR PN
BRASIL TELEC PN
ELETROPAULO PN
BRASIL T PAR PN
NET PN
CELESC PNB
TELE CL SUL PN
CESP PN
TELE CTR OES PN
ELETROBRÁS PNB
TELE LEST CL PN
EMBRAER PN
TELESP PN
GERDAU PN
PÃO DE AÇÚCAR PN
PETROBRAS PN
SADIA PN
SID TUBARÃO PN
TELE LEST CL PN
TELE NORD CL PN
TELEMAR PN
TELEMIG PART PN
USIMINAS PNA
VCP PN
VALE R DOCE PNA
20
O resultados mostram que nove empresas foram prejudicadas com os anúncios das
elevações da taxa básica de juros, ao passo que vinte e uma empresas foram
beneficiadas com as reduções dos juros. Nota-se também que algumas empresas não
foram prejudicadas com as alterações dos juros, como é o caso da ACESITA, AMBEV,
BRASIL T PAR, CESP, ELETROBRÁS e SID TUBARÃO. Então, de um modo geral,
pode-se constatar que a política monetária via aumento da taxa de juros prejudicou a
maior parte das ações compostas da carteira de estudo IBX-50 T. Em outras palavras, o
mecanismo de transmissão da política monetária via aumento da taxa de juros
prejudicou as ações mais líquidas do mercado acionário brasileira entre os anos de 2000
a 2002.
4.2. Resultados dos Testes Estatísticos de Significância
Nas tabelas 3A a 3C estão expostos resumidamente os resultados dos testes
estatísticos de significância que testa a hipótese nula sobre o retorno anormal acumulado
de cada ação i, baseado no modelo de mercado IBX-50, correspondente a todas as
alterações da taxa básica de juros. É utilizada a estatística SCAR, calculada pela razão
entre o retorno anormal acumulado da ação i na janela do evento L2 pelo seu desvio
padrão estimado, para avaliar se aquelas ações são estatisticamente significantes para
cada evento. Os resultados que rejeitam a hipótese nula para o nível de 10 % de
significância estão grifados em cinza. É utilizado o nível de significância de 10 %
devido à grande volatilidade das cotações acionárias bolsas brasileiras e, por
conseqüência, da baixa significância dos coeficientes do modelo CAPM.
Observa-se que, excluindo-se as ações SID TUBARÃO PN, TELE CL SUL PN e
TELE CTR OES PN, todos os títulos foram estatisticamente significantes em pelo
menos um anúncio das dezessete alterações da taxa de juros. Nota-se ainda que 19,4 %
do total dos resultados das observações do modelo de mercado IBX-50 tiveram
resultados estatisticamente significantes, indicando que o choque dos juros na carteira
IBX-50 T afetou apenas 20 % do total das ações da carteira de estudo IBX-50 T.
Então, pode-se dizer que o mecanismo de transmissão da política monetária via
taxa de juros influenciou de certa forma os preços das ações da carteira IBX-50 T entre
os anos de 2000 a 2002.
TABELA 3A
Resultados dos Testes de Significância da Estatística SCAR
ARACRUZ
BRASIL TELEC BRASIL T PAR
CELESC
CEMIG
PNB
PN
PN
PN
PN
ACESITA PN
AMBEV
PN
E9
-2.297344
-0.612797
1.087081
-0.263220
0.173887
-0.873565 -0.199228
E10
0.803396
0.248743
0.268733
0.711922
0.482668
0.800498
E11
-1.110062
-0.389958
-0.440250
-0.574848
-0.355903
-0.404740
0.029878
CESP
PN
0.32149
5
1.34530
6
3.20688
3
3.46726
9
0.41732
3
0.36823
8
0.45381
8
1.81887
7
1.80188
3
0.30089
7
0.21199
2
E1
-0.020376
2.270365
1.102808
0.631140
0.096961
-1.038719 -0.370402
E2
0.234874
0.425955
0.378868
0.475274
-0.154213
0.829308
E3
0.585123
1.489203
1.796170
0.643687
0.632202
0.509093
0.718012
E4
-0.124506
1.654003
0.723907
1.020919
0.505597
0.561647
0.459018
E5
0.008729
-0.759715
0.422665
1.788456
1.256456
-0.724837
0.469344
E6
-0.527812
0.266279
-1.067620
0.019931
-0.080138
0.113697
1.340902
E7
-0.491968
1.213878
1.853956
-1.839898
-1.615991
-0.022569 -1.112254
E8
-2.477075
-0.719802
0.436153
0.342539
0.381091
-3.185921 -1.705451
E12
-0.009311
-1.287326
0.128306
0.036258
0.148784
0.276094
-0.338205
-
EVENTO
1.364534
1.356438
COPEL
PN
EMBRATEL PAR
PN
0.086291
-1.059052
0.557431
-0.115047
0.189029
-0.464428
-0.178671
-0.267700
-0.514488
0.850499
1.088209
-0.328420
0.689946
-1.864052
-1.355984
-0.399833
-0.874352
0.439884
1.592071
-0.846015
0.158070
-1.846450
-0.090170
-0.561500
21
E13
0.307038
-0.106490
-0.139245
-0.651050
-0.689247
-0.233140 -0.778828
E14
1.226830
0.265445
2.017831
1.033317
1.144025
-0.099534 -1.061210
E15
0.031559
0.160640
-0.677044
-0.110805
0.133721
-1.468647 -0.300975
E16
0.904149
-0.527712
0.203950
-1.092282
-1.461491
-0.903117 -1.318567
E17
0.669063
Fonte: Elaborada pelo
autor.
-0.765239
-0.152230
-0.308443
-0.361517
0.640014
0.500506
0.33020
0
0.72647
8
0.51406
4
0.79098
1
0.08188
4
1.18111
3
-0.381516
-1.380050
0.083608
0.089044
-0.357666
-0.627681
-1.442079
1.482063
1.758872
1.442073
TABELA 3B
EVENT ELETROBRA
O
S PNB
ELETROPAULO PN
E1
-0.989119
-0.091346
E2
1.888833
0.448913
E3
0.736825
E4
0.020283
E5
-0.446395
E6
Resultados dos Testes de Significância da Estatística SCAR
GERDAU
PÃO DE
EMBRAER PN
PN
NET PN
AÇUCAR PN PETROBRAS PN
0.276040
-0.424109 0.930918
0.417451
0.495508
SADIA PN
SID
TUBARÃO
TELE CL
SUL PN
-0.869136
-0.033605
-0.255757
1.633421
0.669091
-0.358788
0.259613
0.646068
0.115231
-0.396310
0.381886
-0.366769
0.335044
-1.577839
0.197347
0.261313
-0.880914
0.499017
1.030902
1.901045
1.649565
2.442866
-0.916447
-1.366549
0.234633
0.188937
1.002619
-0.999086
0.332539
0.703097
-0.372964
-0.744656
1.148679
-0.422143
0.192390
1.034000
-0.241128
-1.356457
0.984675
-0.667485
-0.545329
-0.244400
-1.507771
0.626585
-0.788554
-0.009214
0.894808
2.531022
0.548771
-0.708991
-0.841912
0.129685
-0.467390
-0.043359
-0.685231
0.693176
0.328353
-0.355686
-0.388706
-0.507062
0.410206
-0.775264
0.237092
-0.190331
-0.082126
0.454165
-0.007920
-0.122654
-0.838274
-1.404244
-1.220041
1.470703
0.832240
1.017975
-0.038989
0.244965
2.954209
3.616860
0.833140
0.116908
0.293710
-0.873598
0.308618
-0.475639
-1.535036
0.567404
-0.953523
-0.260287
-0.633148
-0.677888
-1.212972
-0.132792
0.528707
-0.996087
0.201896
1.299938
0.308061
0.156116
1.271600
0.456180
-0.485901
1.109751
0.065128
0.117861
0.389612
0.294646
-0.212369
-0.167604
0.800236
0.591228
-0.527299
1.320117
0.354820
1.128618
0.949314
-0.202603
0.927025
E7
1.525229
-1.081036
1.413834
0.414102
E8
-2.566608
-3.058986
-0.094889
-0.261064
E9
-1.144373
0.099950
0.069189
-1.733147
E10
0.000778
1.734393
0.143408
1.079531
E11
1.988695
-1.129506
0.037898
0.316027
E12
-0.185239
-1.433736
-0.145862
0.185388
E13
-0.098334
-0.072451
-0.073872
0.324806
E14
-2.305248
-2.546782
0.756074
0.834589
E15
0.183076
-0.161635
-0.486625
E16
-0.390149
-0.263407
-0.563235
E17
0.697560
0.658945
-0.556496
Fonte: Elaborada pelo autor.
TABELA 3C
TELE LEST CL
PN
Resultados dos Testes de Significância da Estatística SCAR
TELE NORD
TELEMIG PART TELESP CL
TELESP PN
CL PN
TELEMAR PN
PN
PA
EVENT
O
TELE CRT
OES PN
E1
0.718942
1.028785
-0.939655
-0.595353
-0.508268
-0.699866
-0.486417
-0.022287
1.637292
1.396486
E2
0.265943
-0.303212
-4.553512
0.254689
0.248356
-0.591764
-0.136632
0.078296
0.590855
0.302751
E3
0.212052
0.597131
-3.458950
0.657142
0.954320
-0.125977
-0.409484
1.145774
1.647450
-0.239408
E4
-0.063967
0.554295
0.387816
-0.524460
0.321939
0.006808
-0.851788
0.777435
0.672672
-0.026464
E5
0.196969
0.624202
-0.224673
1.182062
0.162446
-0.369047
0.658952
0.399366
-0.390850
0.247215
E6
0.844012
0.434710
1.093675
-0.934482
0.030201
-0.484854
-0.567071
1.548612
0.311033
0.493405
E7
-1.265939
-0.083615
0.328370
-1.083201
-2.215837
-2.498246
-1.884961
-1.160240
0.249875
2.053711
E8
-0.282460
-0.399039
-0.182677
-0.160383
0.263192
-0.922971
0.550909
-1.009513
-0.152481
-1.326752
USIMINAS PNA
VCP PN
VALE R
DOCE PNA
E9
0.688208
0.616759
-0.598464
2.098306
-0.240059
1.352721
0.290814
-2.784542
0.777156
0.408229
E10
0.461732
-0.031304
-0.738636
0.143892
-0.155374
-0.392150
-0.127871
0.423801
0.581585
0.121697
E11
-0.435393
-0.665728
-0.466323
-0.544983
-1.042942
0.074243
0.332422
-0.076460
-1.257028
0.074711
E12
0.166213
-0.549874
0.453247
0.008921
-0.726729
-0.372444
-0.301981
-0.767471
-0.010047
0.494916
E13
-0.707176
-0.440734
-0.195795
-1.247752
-1.578632
-1.166212
-1.621043
0.238979
0.423102
-0.646563
E14
0.915795
-2.569950
0.838801
1.552843
-0.712513
1.833082
0.142209
-1.637657
1.094786
1.845821
E15
-0.189392
-1.143729
0.495146
-1.292791
-0.440683
-1.187102
0.692528
0.075637
-0.356336
-0.188109
E16
1.064190
-0.205760
-1.247184
0.367302
0.286399
-0.276431
-0.567570
0.368168
-0.221885
0.140045
E17
0.578822
0.403389
-0.633317
-0.384944
0.224966
-0.073341
1.249517
0.814893
-0.210425
-0.781447
Fonte: Elaborada pelo autor.
22
4.3. Resultados do Modelo Econométrico
Na tabela 4 são apresentados os principais resultados do modelo econométrico de
dados em painel adotado para este estudo. Tem-se como objetivo principal avaliar a
influência dos indicadores de rentabilidade, endividamento e liquidez das ações
incluídas na carteira IBX-50 T sobre os retornos anormais acumulados estatisticamente
significantes na janela do evento de longo prazo. Estes resultados são mostrados em três
formas de anúncios: no primeiro caso, são consideradas todas as alterações da taxa de
juros; no segundo, são considerados somente os anúncios das variações positivas da
taxa de juros; e no terceiro, são considerados somente os anúncios das variações
negativas da taxa de juros.
TABELA 4
RESULTADOS DOS MODELOS ECONOMÉTRICOS - DADOS EM PAINEL
MÉTODO: GLS (Cross Section Weights)
VARIÁVEL DEPENDENTE: Retorno Anormal Acumulado [CARie (L1, L2)]
ANÚNCIOS
VARIÁVEIS INDEPENDENTES
ALTERAÇÕES DOS JUROS ELEVAÇÕES DOS JUROS REDUÇÕES DOS JUROS
C
RA
EXT_AT
LC
6.707
5.812
-1.882
(0.968)
(0.676)
(-1.312)
0.664 *
-0.402
1.292 *
(2.160)
(-1.240)
(44.971)
-0.05
-0.297 *
0.050 *
(-0.443)
(-2.120)
(2.119)
-0.584
-1.546 *
0.214 *
(-0.959)
(-2.348)
(3.231)
82
45
37
R2
0.22
0.514
0.933
R2 AJUSTADO
0.179
0.478
0.927
DUMMY
-13.111 *
(-4.511)
N
(1) As estatísticas t apresentadas nos parênteses estão corrigidas por heterocedasticidade.
CARie (L1, L2), RA, EXT_AT e LC referem-se, respectivamente, ao retorno anormal acumulado
da ação i no evento “e”, rentabilidade por ativo, índice de endidamento e liquidez corrente.
* Indica que a estatística t é significante ao nível de 5 %.
Com relação aos anúncios das alterações dos juros, nota-se que para o nível de 5
% de significância somente o indicador de rentabilidade registrou resultado
estatisticamente significante. Este indicador influenciou diretamente os retornos
anormais acumulados. A variável dummy indica que a taxa de juros teve relação inversa
com os retornos anormais acumulados das ações da carteira IBX-50 T.
Considerando os anúncios das elevações dos juros, nota-se que para o nível de 5%
de significância os indicadores de endividamento e de liquidez das empresas da carteira
IBX-50 T apresentaram resultados estatisticamente significantes. Nota-se também que
estes indicadores influenciaram negativamente os retornos anormais acumulados. Então,
pode-se inferir que com as elevações dos juros as empresas prejudicadas, perante a
carteira de mercado IBX-50, foram aquelas que apresentaram grande participação de
capitais de terceiros e também baixa liquidez nos trimestres anteriores daqueles eventos.
Em outras palavras, com os anúncios das elevações da taxa de juros alguns investidores
reavaliaram suas aplicações em busca de ativos mais rentáveis, como, por exemplo,
23
títulos de renda fixa. Portanto, as empresas mais endividadas e com menos
disponibilidades de recursos foram aquelas mais prejudicadas.
Com respeito aos anúncios das reduções dos juros, nota-se que para o nível de
significância de 5% todos os indicadores financeiros das empresas da carteira IBX-50 T
registraram resultados estatisticamente significantes. Observa-se também que os
indicadores de rentabilidade, endividamento e de liquidez influenciaram positivamente
seus retornos anormais acumulados. Desta forma, as empresas beneficiadas com as
reduções da taxa básica de juros foram aquelas mais rentáveis, mais líquidas e com uma
grande participação de terceiros nos recursos da empresa nos trimestres anteriores
daqueles eventos. Os investidores, portanto, buscaram aplicar seus recursos nas ações
das empresas que possuíam um grande potencial para gerar lucros (alta rentabilidade
por ativo), altos índices de endividamento, motivada pela redução dos juros e por haver
mais capitais de terceiros disponíveis para investimentos, e que possuía liquidez,
favorecendo também a disponibilidade de recursos para os acionistas.
CONCLUSÃO
Este trabalho investigou o mecanismo de transmissão de política monetária via
taxa de juros sobre os preços das ações mais líquidas do mercado acionário brasileiro
entre os anos de 2000 a 2002. Para esta análise, foi utilizado o estudo de eventos, o qual
é um instrumento a qual mede o impacto de algum evento econômico no valor da firma
no curto prazo, ou seja, focaliza em como os preços respondem ao anúncio público de
informação. Dessa forma, os eventos foram considerados como todas as alterações da
taxa básica de juros na economia brasileira durante o período de 2000 a 2002. Como
critério de escolha da amostra foram consideradas as ações mais líquidas das carteiras
teóricas IBX-50 do ano de 2003, das quais trinta delas foram selecionadas, formando-se
a carteira de estudo IBX-50 T para a avaliação dos resultados. Definiu-se excesso de
retorno ou retorno anormal o desvio dos retornos das ações ex ante não condicionados
aos anúncios das alterações dos juros nas janelas do evento. Utilizou-se o modelo de
mercado IBX-50 para o cálculo dos retornos anormais durante aqueles períodos. Além
disso, definiram-se duas categorias de anúncios das empresas: empresas da categoria
“boa notícia”, as quais apresentaram excessos de retornos positivos no dia do evento; e
empresas da categoria “má notícia”, as quais apresentaram excessos de retornos
negativos no dia do evento. Através de testes estatísticos verificou-se se os excessos de
retornos acumulados nas janelas dos eventos foram significativos. Por intermédio dos
modelos econométricos de dados em painel examinou-se se os indicadores financeiros
das empresas de rentabilidade, endividamento e de liquidez influenciaram aqueles
excessos de retornos estatisticamente significantes.
Dos resultados da análise sobre a janela do evento de longo prazo pode-se
concluir que em geral o comportamento dos excessos acionários das empresas da
carteira IBX-50 T não apresentou mudanças significativas após as elevações dos juros.
Entretanto, observa-se uma desvalorização dos excessos de retornos tanto para as
empresas da categoria “boa notícia” quanto para as empresas da categoria “má notícia”
durante a janela do evento. Isto pode ser explicado pelo fato de as empresas tenderam a
perder liquidez com as elevações dos juros. Por outro lado, quando houve anúncios de
reduções da taxa de juros, um grupo de empresas foi beneficiado e outro grupo
prejudicado com aqueles eventos. As empresas da categoria “boa notícia” tiveram seus
retornos acionários anormais valorizados, enquanto que as empresas da categoria “má
notícia” tiveram seus retornos acionários desvalorizados após os anúncios das reduções
dos juros. Os resultados dos testes estatísticos de significância comprovam que
aproximadamente 20% do total das ações da carteira de estudo IBX-50 T foram afetadas
24
com os anúncios das alterações da taxa de juros. Os resultados do modelo econométrico
demonstram que o indicador de rentabilidade por ativo influenciou positivamente os
excessos de retornos, quando são consideradas todas as alterações dos juros. Mas,
quando são consideradas somente as variações positivas da taxa de juros, verifica-se que
os indicadores de endividamento e de liquidez influenciaram negativamente aqueles
excessos de retornos. Além disso, quando são consideradas as variações negativas, os
indicadores de rentabilidade, endividamento e de liquidez influenciaram positivamente
aqueles excessos de retornos. Com base nos resultados econométricos pôde concluir que
as empresas prejudicadas com as elevações dos juros foram aquelas mais endividadas e
mais líquidas, enquanto que as empresas beneficiadas com as reduções dos juros foram
aquelas mais rentáveis, mais líquidas e com uma grande participação de terceiros nos
recursos na empresa.
Os resultados mostram a forte evidência que suporta a hipótese que redução de
juros de fato levam a informação utilizada para a avaliação das firmas. Nada pode ser
dito em caso de aumento de juros.
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