Custo de capital próprio e decisões de financiamento sob a perspectiva da teoria de market timing

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1 Custo de capital próprio e decisões de financiamento sob a perspectiva da teoria de market timing Autoria: Renê Coppe Pimentel, Tatiana Albanez Resumo Com base na teoria de equity market timing este trabalho investigou a relação entre medidas de custo de capital próprio e colocações públicas de ações no mercado de capitais brasileiro no período Analisou-se o comportamento temporal e interação dinâmica entre as variáveis. Verificou-se haver relação unicamente de longo prazo entre as variáveis não sendo encontradas evidências de causalidade entre colocações públicas de ações e custo de capital próprio. Os resultados sugerem que as empresas brasileiras não aproveitam janelas de oportunidade no mercado de capitais para a emissão de ações. 1

2 1. Introdução Diversas teorias buscam encontrar os determinantes das decisões de financiamento tomadas pelas empresas, ou seja, como elas decidem sobre quais fontes de recursos utilizar para financiar suas oportunidades de investimento. Dentre estas teorias, destacam as teorias de Trade-Off, Pecking Order e, mais recentemente, a teoria de Market Timing. De acordo com Myers (2001), a teoria de trade-off enfatiza impostos e prediz que empresas procuram níveis alvo de dívida que permitam balancear benefícios fiscais e custos de dificuldades financeiras (financial distress), representados pelos custos de falência (ou reorganização) e custos de agência. Segundo esta teoria, as empresas têm um nível-alvo de dívida a ser ajustado gradualmente, sendo que quanto mais lucrativa, maior a utilização de dívida como fonte de financiamento devido ao benefício fiscal obtido por meio desta forma de captação. Já a teoria de pecking order, desenvolvida por Myers e Majluf (1984) e Myers (1984), não prediz um nível-alvo ou ótimo de capital. Segundo esta teoria, as empresas seguem uma ordem hierárquica de preferências por tipos de financiamento, utilizando primeiramente recursos internos, em segundo lugar recursos captados por meio de dívida e em último lugar recursos captados por meio da emissão de ações. Esta ordem está baseada na informação transmitida ao mercado por cada tipo de título emitido, sendo preferíveis os títulos menos sensíveis à informação. Segundo a teoria, a empresa irá optar pelo uso de dívida, ao invés de emitir ações, quando seus recursos internos não forem suficientes para financiar seus dispêndios de capital. Assim, o nível de endividamento irá refletir a necessidade acumulada da empresa por recursos externos. Myers e Majluf (1984) afirmaram que, em seu modelo, a empresa sempre emite dívida, caso seja necessário financiamento externo, e nunca emite ações, independentemente de estar sobre ou subvalorizada. No entanto, ao citar alguns fatos sobre o comportamento financeiro das empresas, Myers (1984) afirmou que as empresas tentam emitir ações quando os preços dos títulos estão altos. Logo, considerando que necessitem de financiamento externo, estarão mais propensas a emitir ações (ao invés de dívida) após aumento do preço acionário, fato verificado por Taggart (1977), Marsh (1982) e outros autores. Neste cenário, surge a teoria de equity market timing como uma alternativa para a compreensão das decisões de financiamento tomadas pelas empresas, e é sob esta abordagem que este trabalho se desenvolve. Atribui-se a teoria de market timing ao influente trabalho de Baker e Wurgler (2002). Baker e Wurgler (2002) definem equity market timing como a prática de emitir ações quando a empresa considera que estejam sobrevalorizadas e recomprar quando se considera que estejam subvalorizadas, com a intenção de explorar flutuações temporárias no custo do capital próprio em relação ao custo de fontes alternativas de financiamento. Dessa forma, a estrutura de capital seria o resultado acumulado de tentativas passadas de emitir ações em momentos considerados favoráveis ou oportunos. Segundo Baker e Wurgler (2002), no mundo de mercados eficientes e integrados de Modigliani e Miller (1958), os custos de diferentes formas de captação não variam independentemente e, portanto, não existiriam ganhos oriundos de uma troca oportuna entre eles. No entanto, evidências empíricas, como as apresentadas logo a seguir, sugerem que o market timing constitui um importante aspecto da política de financiamento das empresas. É neste contexto que surge a questão de pesquisa a ser investigada: Há relação entre o custo de capital próprio e as colocações públicas de ações no mercado de capitais brasileiro? Dessa forma, o objetivo principal do trabalho é investigar a relação de longo prazo entre medidas de custo de capital próprio e as colocações públicas de ações no mercado de 2

3 capitais brasileiro. A hipótese estudada é de que quanto menor o custo de capital próprio, maior a captação de recursos via emissão de ações por empresas brasileiras. Assim, com base na teoria de Market timing, busca-se mais especificamente investigar se as companhias abertas brasileiras utilizam momentos favoráveis no mercado de capitais para colocação pública de ações, com o intuito de aproveitar janelas de oportunidade. O artigo é estruturado da seguinte forma: na seção 2 apresenta-se o referencial teórico que dará suporte ao desenvolvimento do trabalho. Na seção 3 descreve-se a amostra, as variáveis e os procedimentos metodológicos realizados. Na seção 4 apresentam-se os resultados empíricos e na seção 5 apresentam-se as considerações finais. 2. Referencial teórico Atribui-se a teoria de market timing ao influente trabalho de Baker e Wurgler (2002). No entanto, trabalhos anteriores como Taggart (1977) e Marsh (1982) já haviam apontado a tendência de as empresas emitirem ações quando o seu valor de mercado está alto em relação ao seu valor patrimonial ou aos seus valores de mercado históricos, tentando aproveitar janelas de oportunidade. Outros trabalhos também buscaram identificar tentativas de market timing por meio da análise do desempenho do retorno acionário após a emissão. Ritter (1991) analisou uma amostra de 1526 IPO s (inicial public offering) de empresas americanas no período e confirmou que, no longo prazo, as ações destas empresas sofrem sub-precificação, sendo que três anos após as empresas se tornarem companhias abertas, seu desempenho acionário é inferior aos de empresas comparáveis por tamanho e setor, o que é consistente com a ideia de que empresas se tornam abertas quando os investidores estão excessivamente otimistas sobre o futuro potencial de determinados setores e tentam aproveitar janelas de oportunidade. O trabalho de Loughran e Ritter (1995) buscou analisar o desempenho acionário de empresas americanas que realizaram IPO s ou SEO s (seasoned equity offering) nos anos de 1970 a Como em Ritter (1991), verificou-se que o retorno acionário destas empresas após cinco anos da data da oferta apresentou baixo desempenho. Diante dos resultados, Loughran e Ritter (1995) afirmam que a evidência é consistente com um mercado onde as empresas tentam tirar vantagens das janelas de oportunidades temporárias, emitindo ações quando estão sobrevalorizadas, sendo que, uma explicação plausível é a de que investidores apostam e acreditam que podem encontrar uma ótima oportunidade de investimento. Utilizando uma abordagem empírica diferente para examinar o comportamento de market timing, Huang e Ritter (2009) analisaram os padrões das decisões de financiamento externo de companhias abertas americanas no período por meio de uma medida direta para o prêmio de risco de mercado (Equity Risk Premium ERP). Os autores examinaram como mudanças nas condições de mercado alteram o comportamento financeiro das empresas e impactam suas decisões de financiamento. Como proxies para condições de mercado, além do ERP para custo de capital próprio, os autores utilizaram proxies para custo da dívida (taxa de juros real), impostos, oportunidades de crescimento (crescimento real do PIB) e assimetria informacional (baseada no retorno acionário em torno da emissão). Huang e Hitter (2009) constatam que as proxies de condições de mercado utilizadas, principalmente a proxy para custo de capital próprio (ERP), impactam significativamente as decisões de financiamento das empresas analisadas. Consistente com a teoria de market timing, as empresas financiam uma proporção maior do seu déficit de financiamento com a emissão de ações quando o custo, medido pelo ERP, é baixo. Baker e Wurgler (2002) explicitamente testam a teoria de market timing no mercado norte-americano durante o período de 1968 a Os autores realizaram regressões tendo como variável dependente a alavancagem i e como variável independente uma média histórica 3

4 do índice market-to-book ii. Esta variável independente é uma média ponderada pelo financiamento externo dos índices passados de market-to-book da empresa que assume altos valores para empresas que captaram recursos externos (dívida ou ações) quando seu índice market-to-book encontrava-se elevado. Verifica-se uma relação negativa persistente entre a alavancagem e valores de mercado históricos, ou seja, quanto maior o valor de mercado histórico, menor a utilização de dívida e maior a utilização de ações como forma de financiamento. A relação negativa encontrada se mantém quando a alavancagem é medida em termos de valores contábeis ou de mercado, mesmo quando são incluídas variáveis de controle conhecidas pela literatura como importantes determinantes da estrutura de capital. Verifica-se ainda que a influência dos valores de mercado históricos sobre a estrutura de capital persiste por mais de 10 anos. Baker e Wurgler (2002) argumentaram que é difícil explicar este resultado dentro das teorias tradicionais de estrutura de capital, como trade-off e pecking order, afirmando que uma explicação para os resultados encontrados é a de que a estrutura de capital é determinada pelo acúmulo de tentativas passadas de emitir títulos em momentos favoráveis de mercado ( time the equity market ), não havendo, mesmo que teoricamente, um nível ótimo de endividamento. Após o trabalho de Baker e Wurgler (2002), muitos outros trabalhos foram realizados com o objetivo de testar as hipóteses de market timing. Muitos destes trabalhos, realizados em outros países, encontraram evidências a favor da teoria de market timing, como Alti (2006) e Huang e Ritter (2009). No Brasil, poucos trabalhos foram desenvolvidos sob esta abordagem, podendo ser citados os trabalhos de Brito (2003), Rossi Jr. e Jiménez (2008), Mendes et al (2009) e Rossi Jr. e Marotta (2010). Brito (2003) buscou avaliar o desempenho e a eficiência de fundos brasileiros representativos do segmento de derivativos no contexto de seleção por market timing por meio de um índice específico (Índice de Habilidade de Brito - IHB) proposto pelo autor para a avaliação de desempenho dos fundos de gestão ativa. Segundo o autor, o IHB é definido como a probabilidade de acerto da aposta ativa do gestor, mantendo-se o contexto do Modelo Binomial Simples, onde os retornos excessivos representam os ganhos/perdas relativos do fundo em relação à carteira benchmark, ou vice-versa, no caso de acerto/erro do gestor. A amostra é composta por 32 fundos de derivativos disponíveis no mercado em 31 de outubro de 1999 com uma série completa de observações na janela de 90 dias úteis de cotações e rentabilidade nesta data, considerando-se aplicações no CDI como carteira benchmark passiva. Neste contexto, o gestor de um fundo derivativo é modelado como optando entre aplicar seus recursos no CDI ou fazer aplicações ativas e direcionais em outros títulos. Os resultados mostram que dez fundos da amostra apresentaram IHB significativos estatisticamente, no entanto, a ampla maioria dos fundos (22 fundos) não apresentou significância para os IHB s, indicando que poucos gestores apresentam capacidade de previsão no segmento de fundos derivativos no Brasil. Rossi Jr. e Jiménez (2008) testaram as proposições da teoria do market timing para uma amostra de companhias abertas brasileiras no período de 1996 a 2006, objetivando analisar se movimentos do custo de capital e a percepção das empresas sobre sua valoração exerce um impacto sobre sua decisão acerca da estrutura de capital. Os autores encontram-se evidências a favor da teoria de market timing. Empresas brasileiras financiam seu déficit de fundos pela emissão de ações quando o custo de capital próprio é baixo e utilizam uma quantidade menor do capital de terceiros quando o seu valor de mercado é alto em relação ao seu valor patrimonial. 4

5 Mendes et al (2009) testaram a teoria de market timing para o mercado brasileiro no período , fazendo uma adaptação do artigo de Baker e Wurgler (2002). Constata-se que a alavancagem diminuiu no primeiro ano após as ofertas públicas iniciais (IPO), mas cresceu novamente sem apresentar a persistência necessária para confirmar a teoria. O valor de mercado não influenciou as variações na alavancagem, não corroborando os resultados encontrados por Baker e Wurgler (2002). Já o trabalho de Rossi Jr. e Marotta (2010) buscou analisar se o comportamento relacionado à market timing afeta o volume de ações emitido na oferta pública inicial (IPO) e se este comportamento exerce um impacto na estrutura de capital de empresas brasileiras no período de janeiro de 2004 a dezembro de Seguindo procedimentos semelhantes aos desenvolvidos por Alti (2006) as empresas são separadas em dois grupos de acordo com o período onde foi realizada a emissão, sendo que as empresas que realizaram emissões em períodos com uma alta concentração de emissões (mercado quente ) são identificadas como quentes e as empresas que realizaram emissões em períodos de baixo volume de emissões (mercado frio ) são classificadas como frias. Posteriormente buscou-se verificar se o grupo de empresas que vão a mercado em momentos quentes ofertam um volume maior de ações do que as empresas que realizam IPO em momentos considerados frios. Os resultados evidenciaram que as empresas emitem um volume maior em períodos denominados como quentes, confirmando a tendência de as empresas aproveitarem janelas de oportunidade para a emissão de ações. Como evidenciado ao longo deste capítulo é possível encontrar evidências a favor e contra a teoria de market timing, tanto em trabalhos realizados em outros mercados quanto em trabalhos realizados no mercado brasileiro, o que ratifica a importância da investigação a cerca do tema. 3. Variáveis, modelo empírico e estrutura temporal das variáveis A análise é desenvolvia em termos agregados, incluindo o volume total de ofertas públicas de ações e uma estimativa do custo de capital próprio médio de companhias abertas brasileiras. O período de análise contempla dados entre o primeiro trimestre de 2000 e o quarto trimestre de 2011, totalizando 48 observações trimestrais. A escolha do período se deve a disponibilidade de dados nas bases utilizadas. 3.1 Estimativa do custo de capital próprio Como estimativa que representa o custo de médio de capital próprio das empresas brasileiras, foram utilizados metodologia e dados divulgados pelo CEMEC Centro de Estudos de Mercado de Capitais. O indicador de custo de capital próprio representa a prática usual dos analistas de mercado, onde o prêmio de risco de mercado é ex-post, dado por uma média de longo prazo do retorno de mercado do S&P500 contra um risk-free (dado pelo retorno dos títulos do tesouro americano); os betas setoriais são benchmark do S&P500 e o risco país é dado pelo Embi-BR (calculado pelo JP Morgan). O modelo geral para cálculo do indicador de custo de capital próprio (Ke) é representado da seguinte forma: RF BR Kei t K t i PREM t EMBI (1), t em que, Ke representa a estimativa do custo de capital próprio para a empresa i no K RF t trimestre t. representa a taxa livre de risco medida pela taxa do T-Bond norte-americano com maturidade de 10 anos. i é o beta médio desalavancado do setor americano, considerando o S&P 500 como carteira de mercado iii, alavancado pela alavancagem da PREM empresa brasileira i. t é o prêmio de risco de mercado dado por uma média histórica de 5

6 BR longo prazo de retorno do S&P 500 menos a taxa do T-Bond de 10 anos. EMBI t é a média para o risco conjuntural do Brasil em determinado trimestre mensurado pelo EMBI Brasil. Ao final do cálculo obtém-se primeiramente um indicador de custo de capital próprio nominal na moeda americana. Eliminando-se a inflação americana, média dos últimos 10 anos (CPI = 2,5% a.a.), obtém-se um indicador de custo de capital próprio real. Para a obtenção do custo de capital próprio nominal de cada empresa em análise acrescenta-se ao indicador real, anteriormente descrito, a mediana do IPCA segundo as expectativas Focus do Banco Central, para o prazo máximo dessas expectativas. A partir dos dados de custo de capital próprio por empresa, foi obtida uma média geral para as empresas brasileiras sob a forte premissa de que os dados médios capturam a taxa média esperada total, independente de fatores de liquidez das ações e/ou setores de atividades. Dessa média foram obtidas estimativas em termos nominais (Ke_Nom) e em termos reais (Ke_Real). Informações adicionais sobre a metodologia de estimação do custo de capital podem ser obtidas em CEMEC (2010). Ressalta-se que esta abordagem metodológica está baseada em Assaf Neto, Lima e Araújo (2008) e Damodaran (2010). Como os dados são majoritariamente calculados com base em indicadores e variáveis norte-americanas (apenas a alavancagem específica da empresa e o EMBI-BR são relativas ao mercado local), foram analisados os comportamentos das estimativas de custo de capital próprio em relação à taxa CDI, principal taxa de referência para ativos de renda fixa no país. A Figura 1 ilustra graficamente a relação para as taxas nominais e reais da estimativa de custo de capital próprio e da taxa de renda fixa. A diferença entre as taxas pode ser interpretada como o prêmio pelo risco para ativos de renda variável (ações). Taxas nominais (% ao trimestre) Taxas reais (% ao trimestre) Figura 1 - Comportamento temporal das estimativas de custo de capital próprio e taxas de juros Considerando que os dados representam séries temporais, as variáveis, em termos nominais e reais, foram submetidas ao teste de raiz unitária de Dickey-Fuller Aumentado (ADF test), sugerindo que ambas (custo de capital próprio médio e taxa de juros) apresentam raiz unitária e, portanto, são não-estacionárias no nível com nível de significância estatística de 5%. A partir disso, buscou-se avaliar a existência de cointegração entre as variáveis e causalidade de Granger. Foram aplicados testes de cointegração de Johansen e de causalidade de Granger para as variáveis. O teste de cointegração é baseado em Johansen (1991; 1995) e é estimado com base em duas medidas estatísticas: estatística de traço, trace e máximo autovalor, max. Onde são testadas as hipóteses nulas de que o número de vetores de cointegração é menor ou igual a r, contra a hipótese alternativa de que o número de vetores de cointegração é maior que r. 6

7 Os resultados estão apresentados na Tabela 1, que sugere que as variáveis, tanto em termos nominais quanto reais, são cointegradas (há relação de longo prazo entre as séries) e que existe causalidade de Granger no sentido de que o custo de capital nominal é causagranger da taxa de juros nominal. Posto em outras palavras, uma redução do custo de capital próprio antecede variações nas taxas de juros nominais. Essa tendência não se verifica na análise das taxas reais, onde, nenhuma das variáveis pode ser considerada causa-granger da outra com significância estatística. Tabela 1 - Análise temporal das taxas de juros (CDI nominal e real) e custo de capital próprio (Ke nominal e real) ADF Test Teste de Cointegração Teste de Causalidade de Granger Series t-stat Prob. Trace Max-Eigen Statistic Statistic Lag 1 Lag 2 Lag 3 Lag 4 Taxas Nominais Ke_Nom None a a Ke_Nom -> CDI_Nom a a a a CDI_Nom Most CDI_Nom -> Ke_Nom Taxas Reais KE_Real None a a Ke_Real -> CDI_Real b CDI_Real Most CDI_Real -> Ke_Real Nota: Ke_Nom e Ke_Real representam o custo estimado de capital próprio em termos nominais e reais, respectivamente. CDI_Nom e CDI_Real representam a taxa CDI em termos nominais e reais, respectivamente. Todas as taxas são apuradas em termos trimestrais (custo de capital próprio médio no trimestre e taxa CDI acumulada no trimestre). a, b e c representam significância estatística de 1%, 5% e 10%, respectivamente. Os resultados sugerem haver relação de longo prazo entre os dados obtidos com base em variáveis norte-americanas e variáveis locais. Como as colocações públicas de ações e títulos de dívida no mercado doméstico levam em conta condições econômicas locais (inclusive o custo de oportunidade de investidores e captadores), foram calculados os valores do prêmio pelo risco para as ações no mercado local definido pela diferença entre o custo de capital próprio e a taxa CDI (spread sobre o CDI); as taxas foram calculadas em termos nominais e reais (Prem_Nom e Prem_Real, respectivamente). Santos (2008) verificam que o impacto contemporâneo do mercado acionário no mercado de títulos de dívida é negativo e de baixa intensidade. Porém, a relação inversa (impacto do mercado de dívida mercado acionário) além de ser negativa, é estatisticamente diferente de zero. Os resultados sugerem que os retornos dos mercados de dívida e acionário se movem em direções opostas para equilibrar o fluxo de capitais. Porém considerando o tamanho relativo entre os mercados, esse efeito é mais intenso quando medido o impacto da taxa de longo prazo sobre os retornos acionários. Os prêmios de mercado sobre a taxa CDI resultam em série estacionária, com valor de estatística t do ADF teste de para o spread nominal e para o spread em termos reais. Os resultados sugerem rejeição da hipótese nula de existência de raiz unitária na série com nível de significância estatística de 1%, indicando que as séries podem ser consideradas estacionárias em nível. O teste KPSS de estacionariedade (Kwiatkowski et al, 1992) confirmou a condição de estacionariedade das séries com valor da estatística KPSS de para o prêmio nominal e 0,488 para o prêmio real (valores críticos conforme Kwiatkowski et al, 1992). Assim, com base no comportamento temporal das variáveis e das evidências de Santos (2008), as análises relacionando custo de capital próprio e colocações de ações foram desenvolvidas utilizando a prêmio de risco pelos títulos de renda variável. Dito de outra forma, a análise está baseada no custo de capital próprio definido em termos de spread sobre a 7

8 taxa CDI, minimizando, assim, efeitos relacionados às variações nas taxas básicas de juros na economia brasileira. 3.2 Colocação pública de ações Com base na literatura de market timing, três medidas foram utilizadas com o intuito de mensurar as colocações (distribuições) públicas de ações: (1) Volume trimestral de colocações de ações (RV): inclui o valor total, em milhões de reais, das operações primárias e secundárias de IPO (ofertas públicas iniciais de ações) e follow-on (ofertas subsequentes de ações por companhias já listadas em bolsa). Os dados foram obtidos no Informativo CVM, no site da instituição, e representam a total de ofertas públicas de ações em um determinado trimestre. Nitidamente, no terceiro trimestre de 2010, ocorreu a enorme captação da Petrobras, valor muito acima de qualquer histórico de colocação de ações no Brasil. Essa captação foi excluída da base devido a sua característica peculiar e pelo fato de que grande parte foi subscrita pelo governo brasileiro com fluxos futuros de recursos, portanto, sem ingresso efetivo de dinheiro na empresa ou no mercado. (2) Relação entre colocações de ações e colocações de títulos de renda fixa (RV/RF). Segundo a literatura de market timing, os gestores estariam em constante observação do mercado para encontrar a melhores alternativas de financiamento. Nesse sentido, em momentos não favoráveis à colocação de ações, os gestores dariam preferência à colocação de títulos de renda fixa caso a empresa necessitasse de recursos externos para financiar suas oportunidades de investimento. Assim, para controlar as operações de colocações de ações em relação à captação total, dividiu-se a variável Volume trimestral de colocações de ações (RV) pelo volume trimestral de colocações de títulos de dívida no mercado de capitais, que incluem debêntures, notas promissórias, fundos de investimento em direitos creditórios (FIDCs) e certificados de recebíveis imobiliários (CRIs). A informação sobre o volume total captado trimestralmente com as operações de renda fixa foi obtida junto ao Informativo CVM. (3) Colocações de ações em relação ao PIB (RV/PIB). Além do custo de capital próprio, diversos outros fatores podem influenciar na decisão de distribuição pública de ações, sendo que o principal fator está relacionado às oportunidades de investimento derivadas de perspectivas econômicas favoráveis. Dessa forma, utiliza-se a relação entre colocações de ações divididas pelo PIB como forma de controlar as alterações nos volumes captados em função das condições econômicas vigentes em cada período. O PIB trimestral utilizado é o somatório, no respectivo trimestre, do PIB mensal corrente informado pelo BACEN (série 4380) estimado em milhões de reais. A utilização de diferentes variáveis como medida de colocações de ações busca controlar os resultados obtidos com dados brutos (captação total de ações). A relação entre colocação de ações e de títulos de dívida (RV/RF) busca mensurar as colocações de ações como instrumento concorrente às operações de financiamento por meio de dívida. Assim, os gestores iriam emitir proporcionalmente mais ações quando houvesse vantagem percebida em relação às operações de dívida. Já a relação entre colocações de ações e PIB (RV/PIB) busca controlar os movimentos de captações em relação ao contexto econômico vigente à época. Assim, um maior número de operações de ações seria feito quando houvesse cenário econômico favorável que demandasse maiores investimentos e, consequentemente, maior necessidade de captação. As três variáveis (RV, RV/RF e RV/PIB) foram submetidas ao teste de raiz unitária de Dickey Fuller Aumentado (ADF teste). Os valores estatísticos do teste-t para as variáveis RV, RV/RF e RV/PIB foram, respectivamente -3,757, -4,895 e -3,546. Os resultados sugerem rejeição da hipótese nula que existe uma raiz unitária na série ao nível de significância 8

9 estatística de 1%, indicando que as séries podem ser consideradas estacionárias em nível. O teste KPSS de estacionariedade também foi utilizado para avaliar as condições da série e os resultados confirmam a condição de estacionariedade. Os valores dos testes foram de 0,5492, 0,3851 e 0,4381 para as variáveis RV, RV/RF e RV/PIB, respectivamente. Os valores críticos do teste KPSS são de 0,739, 0,463 e 0,347 para os níveis de significância de 1%, 5% e 10%, respectivamente. 4. Resultados empíricos Para analisar as relações entre as medidas de custo de capital próprio (prêmio de risco pelos títulos de renda variável - Prem_Nom e Prem_Real) e as três medidas de colocações de ações, foram analisadas as correlações de Spearman entre as variáveis. Testes não paramétricos de correlação de Spearman são indicados para testar o comportamento de variáveis que não apresentam distribuição normal. A Tabela2 mostra os testes de Jarque-Bera, indicando rejeição da hipótese nula de normalidade das variáveis e os resultados dos testes de correlações de Spearman. Verifica-se que, das relações de interesse (prêmio de risco e medidas de colocação de ações), a variável de volume trimestral de colocações de ações (RV) tem correlação negativa com a taxa de prêmio nominal com 10% de significância estatística. Já na taxa de prêmio em termos reais, há correlação negativa entre RV e RV/PIB com nível de significância de 5%. As correlações negativas sugerem que reduções no custo de capital próprio estão associadas a aumentos no volume de captação. De forma oposta, aumentos no custo de capital próprio estão associados a reduções no volume de colocações públicas de ações. Estes resultados preliminares estão de acordo com os resultados obtidos por Huang e Hitter (2009) no mercado americano e Rossi Jr. e Jiménez (2008) no mercado brasileiro. Tabela 2 - Correlações de Spearman e teste Jarque-Bera de normalidade Prem_Nom Prem_Real RV RV/RF RV/PIB Jarque- Bera Observações Prem_Nom a c b 48 Prem_Real a a b a 48 RV b a a a 48 RV/RF a a a 48 RV/PIB b a a a 48 Nota: Prem_Nom e Prem_Real representam o custo de capital próprio estimado em termos nominais e reais, respectivamente. RV, RV/RF e RV/PIB representam as três medidas de colocações de ações. a, b e c representam significância estatística de 1%, 5% e 10%, respectivamente. De acordo com Gujarati (2004), apesar de a análise de correlação ou de regressão tratar da relação de dependência de uma variável em função de outras, isso não significa necessariamente causação. Em outras palavras, a existência de relacionamento entre variáveis não prova causalidade ou a direção da influência. Para testar esse relacionamento das variáveis em estudo, utiliza-se, neste artigo, o teste de causalidade proposto por Granger (1969). O conceito de causalidade de Granger baseia-se na melhoria da variância da previsão ocasionada pela utilização de uma variável exógena defasada na equação de regressão. Na causalidade de Granger, se a variável x Granger causa y, isso significa que os valores defasados da variável x ajudam a prever y. Frequentemente, a forma bidirecional é empregada. Neste caso, x pode ser Granger causa de y e y pode ser Granger causa de x. A metodologia básica (para variáveis estacionárias) é o teste de causalidade de Granger que 9

10 segue a realização de duas regressões bidirecionadas para todos os possíveis pares (x, y) de séries temporais para um específico grupo: yt 0 1 yt 1... l yt L 1xt 1... L xt L t (2) xt 0 1xt 1... l xt L 1 yt 1... L yt L ut (3) As estatísticas F apresentadas são estatísticas Wald que seguem a hipótese abaixo para toda equação: l 0 (4) A hipótese nula é que x não Granger causa y na primeira equação e que y não é Granger causa de x na segunda regressão. Os resultados empíricos da relação de causalidade entre o custo de capital próprio e a colocação pública de ações são apresentados na Tabela 3. Apesar de haver correlação entre as variáveis, a Tabela 3 sugere não haver causalidade entre as variáveis. Segundo a teoria de market timing, deveria haver causalidade no sentido de que variações no custo de capital próprio tenderiam a gerar maiores ou menores volumes de captação. Em outras palavras, reduções no custo de capital próprio, especialmente em termos reais, incentivariam os gestores a captar mais recursos por meio de colocações de ações. Em contrapartida, aumentos no custo de capital próprio tornariam as captações menos atraentes. Ke_Nom Tabela 3 - Teste de causalidade de Granger Defasagem Ke_Real Defasagem RV Prem_Nom RV Prem_Real Prem_Nom RV Prem_Real RV RV/RF Prem_Nom RV/RF Prem_Real Prem_Nom RV/RF Prem_Real RV/RF RV/PIB Prem_Nom RV/PIB Prem_Real Prem_Nom RV/PIB Prem_Real RV/PIB Nota: Prem_Nom e Prem_Real representam o custo de capital próprio estimado em termos nominais e reais, respectivamente. RV, RV/RF e RV/PIB representam as três medidas de colocações de ações. a, b e c representam significância estatística de 1%, 5% e 10%, respectivamente. Diante das evidências conflituosas de existência de correlações negativas entre custo de capital próprio e volume de captações e ausência de causalidade entre estas variáveis buscou-se avaliar a interação dinâmica entre as mesmas por meio do modelo vector autoregressive (VAR). A ordem de defasagem do modelo foi determinada pelo teste de Schwarz de critério de informação que apontou para uma estrutura ideal com três defasagens (Schawarz teste de 14,779). Assim utilizou-se o modelo com três defasagens para decompor a variância das variáveis de colocação de ações em relação a sua própria defasagem e o percentual da variância explicada pelos valores defasados do prêmio de risco em termos nominais e reais. A Tabela 4 mostra o percentual de explicação do custo de capital nas medidas de colocações de ações para até dez defasagens. Analisando a Tabela 4 é possível observar que, apesar de pequeno, existe maior poder explicativo da colocação de ações considerando o custo de capital próprio real, sugerindo que gestores avaliam o custo de capital real em detrimento ao custo nominal. Em ambos os casos, 10

11 nominal e real, a variável representada pela relação entre colocações de ações e colocações de títulos de renda fixa (RV/RF) é a que é mais explicada pelos valores defasados do custo de capital (5,92% no nominal e 15,76% no real após 10 períodos). Isso de fato sugere que a decisão entre colocação de renda fixa e renda variável é influenciada pela magnitude do custo de capital verificado em períodos anteriores, mas é importante notar que esse aumento de explicação ocorre apenas a partir do quinto período. Ou seja, como se trata de análise trimestral, a relação entre o custo de capital próprio e as colocações de ações é de longo prazo. Tabela 4 - Decomposição da variância para modelo autoregressivo de ordem três (em % da variância) Prem_Nom Prem_Real Defasagens RV RV/RF RV/PIB RV RV/RF RV/PIB Nota: Prem_Nom e Prem_Real representam o custo de capital próprio estimado em termos nominais e reais, respectivamente. RV, RV/RF e RV/PIB representam as três medidas de colocações de ações. Considerando a ausência de causalidade e baixo poder explicativo obtido no modelo vector autoregressive (VAR) para as variáveis representativas da colocação de ações e custo de capital próprio é possível inferir que os gestores de empresas brasileiras não tem habilidade para prever momentos favoráveis de mercado para a colocação de títulos de forma tempestiva, ou seja, no curto prazo não são capazes de antecipar suas decisões de financiamento aos movimentos de redução no custo de capital próprio em relação a outras fontes de recursos, sendo possível encontrar algumas evidências da relação esperada apenas no longo prazo. Assim sendo, não é possível concluir que empresas brasileiras conseguem aproveitar janelas de oportunidade no mercado de capitais para a emissão de ações. Este resultado encontra apoio no trabalho de Brito (2003) que evidencia baixa capacidade de previsão dos gestores de fundos derivativos no mercado brasileiro e também em Mendes et al (2009) que não encontram fortes evidências a favor da teoria de market timing analisando empresas brasileiras. Adicionalmente, potenciais erros na estimativa do custo de capital próprio podem afetar a percepção de oportunidade no momento da colocação pública de ações, pois, conforme evidenciam Casotti e Motta (2008, p. 187), no momento do IPO, os betas utilizados no modelo de avaliação são maiores do que os betas verificados após 12 meses de negociação. Segundo os autores, a utilização de betas mais elevados no modelo elevaria o custo de capital próprio da empresa. Consequentemente, reduziria o valor presente dos fluxos de caixa descontados no momento da IPO. Ou seja, o valor estimado da empresa seria menor, resultando em um menor preço por ação. Ao mesmo tempo, os resultados de Casotti e Motta 11

12 (2008) também sugerem a existência de uma bolha especulativa no momento da emissão inicial, o que apresenta uma inconsistência na atribuição de valor às empresas durante a IPO. Esse maior valor (ou super avaliação) no momento da emissão é também verificado por Pástor e Veronesi (2003) e Sanvicente e Delgado (2010), em que tanto no mercado norteamericano quanto brasileiro, a relação entre valor de mercado e valor contábil do patrimônio líquido (market-to-book ratio) é decrescente ao longo dos anos após a listagem da empresa. Maiores valores na colocação das ações e nos momentos iniciais podem (ou deveriam) influenciar significativamente na decisão de emitir ações ou títulos de dívida influenciando decisões de market timing. 5. Considerações Finais De acordo com a teoria de equity market timing as empresas emitem ações quando se considera que estejam sobrevalorizadas e recompram quando se considera que estejam subvalorizadas, com a intenção de explorar flutuações temporárias no custo do capital próprio em relação ao custo de fontes alternativas de financiamento. Dessa forma, o trabalho teve por objetivo principal investigar a relação de longo prazo entre medidas de custo de capital próprio e colocações públicas de ações no mercado de capitais brasileiro, buscando investigar se empresas brasileiras utilizam momentos favoráveis no mercado de capitais para a emissão de ações. A análise é desenvolvia em termos agregados, incluindo três medidas de colocações públicas de ações e uma variável representativa do custo de capital próprio médio de companhias abertas brasileiras no período Verifica-se a existência de correlação negativa entre colocações públicas de ações e custo de capital próprio, sugerindo que reduções no custo de capital próprio estão associadas a aumentos no volume de captação e vice-versa, o que está de acordo com a teoria de market timing. Com evidência de correlação negativa, buscou-se avaliar a relação de causalidade de Granger entre as variáveis. Apesar de haver correlação entre as variáveis, não encontra-se evidências de causalidade entre as mesmas. Segundo a teoria de market timing, deveria haver causalidade no sentido de que variações no custo de capital próprio tenderiam a gerar maiores ou menores volumes de captação. Diante das evidências conflituosas de existência de correlações negativas e ausência de causalidade entre as variáveis custo de capital próprio e colocações públicas de ações buscouse avaliar a interação dinâmica entre as mesmas por meio do modelo vector autoregressive (VAR) e consequente decomposição da variância do modelo. Os resultados sugerem que a decisão entre colocação de renda fixa e renda variável é influenciada pela magnitude do custo de capital próprio verificado em períodos anteriores, no entanto, o modelo apresenta baixo poder explicativo, sendo que maior poder explicativo é obtido apenas a partir do quinto período. Ou seja, como se trata de análise trimestral, a relação entre o custo de capital e as colocações de ações é de longo prazo. Assim sendo, os resultados sugerem que empresas brasileiras não conseguem (ou não buscam) aproveitar janelas de oportunidade no mercado de capitais para a emissão de ações, não sendo capazes de antecipar suas decisões de financiamento aos movimentos de redução no custo de capital próprio em relação a outras fontes de recursos no curto prazo. Futuros estudos podem analisar os motivos pelos quais empresas não aproveitam reduções no custo de capital próprio para emitir novas ações. 12

13 Referências ALTI, A. How persistent is the impact of market timing on capital structure? The Journal of Finance, v. 61, n. 4, p , Aug ASSAF NETO, A.; LIMA, F. G.; ARAÚJO, A. M. P. Uma proposta metodológica para o cálculo do custo de capital no Brasil. Revista de Administração da Universidade de São Paulo RAUSP, v.43, n.1, p.72-83, jan./fev./mar BAKER, M.; WURGLER, J. Market timing and capital structure. The Journal of Finance, v. 57, n. 1, p. 1-32, Feb BRITO, N. R. O. Avaliação de desempenho e market timing: o índice de habilidade. Revista Brasileira de Finanças, v. 1, n. 1, p , Jun BROOKS, C. Introductory econometrics for finance. 2. ed. Cambridge: Cambridge University Press, CASOTTI, F. P.; MOTTA, L. F. J. Oferta pública inicial no Brasil ( ): uma abordagem da avaliação através de múltiplos e do custo de capital próprio. Revista Brasileira de Finanças, 6: , CEMEC Centro de Estudos do Mercado de Capitais. Trabalho de Discussão Interna CEMEC Disponível em: Acesso em Novembro de DAMODARAN, Aswath (2010). Equity risk premiums (ERP): determinants, estimation and implications the 2010 edition. Working Papers Series. New York: Stern School of Business. Disponível em: Acesso em: out GRANGER, C. W. J. Investigating causal relations by econometric models and cross spectral methods. Econometrica. V.37, n. 3, p , GUJARATI, D. N. Basic Econometrics. Boston: McGraw Hill, HUANG, R.; RITTER, J. R. Testing the market timing theory of capital structure. University of Florida, Working Paper, HUANG, R.; RITTER, J. R. Testing theories of capital structure and estimating the speed of adjustment. Journal of Financial and Quantitative Analysis, v. 44, n. 2, p , Apr JOHANSEN, S. Estimation and hypothesis testing of cointegration vectors in gaussian vector autoregressive models. Econometrica. V. 59, n.6, p , JOHANSEN, S. Likelihood-based inference in cointegrated vector autoregressive models. Oxford: Oxford University Press, KWIATKOWSKI, D.; PHILLIP, P., SCHIMIDT, P.; SHIN, Y. Testing the null hypothesis of stationarity against the alternative of a unit root: how sure are we that economic time series have a unit root? Journal of Econometrics. v. 54, , LOUGHRAN, T.; RITTER, J. R.The new issues puzzle. The Journal of Finance, v. 50, n.1, p , Mar MARSH, P. The choice between equity and debt: An empirical study. The Journal of Finance, v. 37, n. 1, p , Mar

14 MENDES, E. A.; BASSO, L. F.C.; KAYO, E. K. Estrutura de capital e janelas de oportunidade: testes no mercado brasileiro. Revista de Administração Mackenzie, v. 10, n. 6, edição especial p , São Paulo, SP, Nov./Dez MYERS, S. C. The capital structure puzzle. The Journal of Finance, v.39, n.3, p , July MYERS, S. C. Capital structure. The Journal of Economic Perspectives, v. 15, n. 2, p , Spring MYERS, S. C.; MAJLUF, N. S. Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have. Journal of Financial Economics. v. 13, n. 2, p , RITTER, J. R. The long-run performance of initial public offerings. The Journal of Finance, v. 46, n. 1, 3-27, Mar ROSSI JR., J. L.; JIMÉNEZ, J. I. C. Testes empíricos sobre market timing na determinação da estrutura de capital das empresas brasileiras. In: ENCONTRO NACIONAL DA ASSOCIAÇÃO NACIONAL DOS PROGRAMAS DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ADMINISTRAÇÃO - ENANPAD, 32., 2008, Rio de Janeiro. Anais... Rio de Janeiro: ANPAD, ROSSI JR., J. L.; MAROTTA, M. Equity market timing: testando através de IPO no mercado brasileiro. Revista Brasileira de Finanças, v. 8, n. 1, p , LUNA, F. E.; SANTOS, A. Transmissão financeira entre o mercado acionário e o mercado de títulos de dívida. Revista Brasileira de Finanças, 6:1-11, SANVICENTE, A. Z.; DELGADO, R. T. Learning theory and equity valuation: an empirical analysis. Revista Brasileira de Finanças, 8: , TAGGART, R. A. A model of corporate financing decisions. The Journal of Finance, v. 32, n. 5, p , Dec i Este termo sempre se referirá a alavancagem financeira neste trabalho. ii Market-to-book (M/B): valor de mercado sobre valor contábil. Para Baker e Wurgler (2002), M é igual a ativo total menos o valor contábil do patrimônio líquido mais o valor de mercado das ações da empresa, e B é igual ao valor contábil do patrimônio líquido. iii Os betas médios setoriais americanos desalavancados foram obtidos no site de Aswath Damodaran (www.damodaran.com). 14

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