ADMINISTRAÇÃO FINANCEIRA

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1 ADMINISTRAÇÃO FINANCEIRA

2 ADMINISTRAÇÃO FINANCEIRA ANÁLISE DA CAUSALIDADE E COINTEGRAÇÃO ENTRE VARIÁVEIS MACROECONÔMICAS E O IBOVESPA ANALYSIS OF CAUSALITY AND COINTEGRATION BETWEEN MACROECONOMIC VARIABLES AND IBOVESPA Fabiano Mello da Silva Cenro Universiário Franciscano (UNIFRA) Universidade Federal de Sana Maria (UFSM) Economisa e Mesre em Adminisração Daniel Arruda Coronel Universidade Federal de Sana Maria (UFSM) Universidade Federal de Viçosa (UFV) Professor Adjuno do Programa de Pós-Graduação em Adminisração e Coordenador Subsiuo do Curso de Adminisração da UFSM e Douor em Economia Daa de submissão: 27 dez Daa de aprovação: 04 abr Sisema de avaliação: Double blind review. Universidade FUMEC / FACE Prof. Dr. Henrique Cordeiro Marins Prof. Dr. Cid Gonçalves Filho Prof. Dr. Luiz Claudio Vieira de Oliveira. RESUMO O objeivo dese rabalho foi o de verificar a relação de causalidade enre um conjuno de variáveis macroeconômicas, represenadas por axa de câmbio, axa de juros, inflação (IPCA), índice de produção indusrial, como proxy do Produo Inerno Bruo, em relação ao Índice de Bolsa de Valores de São Paulo (Ibovespa). O período de análise compreendeu os meses de janeiro de 1995 a dezembro de 2010, perfazendo um oal de 192 observações para cada variável. Os eses de Johansen, aravés da esaísica do raço e do máximo auovalor, indicaram a exisência de, pelo menos, um veor de coinegração. Na análise dos eses de causalidade de Granger, via correção de erros, ficou consaado que exisiu causalidade de curo prazo enre o IPCA e o Ibovespa. No que concerne à causalidade de Granger, de longo prazo, os resulados indicaram comporameno de longo prazo enre as variáveis macroeconômicas com o Ibovespa. Os resulados do veor

3 ANÁLISE DA CAUSALIDADE E COINTEGRAÇÃO ENTRE VARIÁVEIS MACROECONÔMICAS E O IBOVESPA normalizado de longo prazo, para a variável Ibovespa, evidenciaram que a maioria dos sinais dos parâmeros da equação de coinegração esá de acordo com o sugerido pela eoria econômica. Em ouras palavras, houve um comporameno posiivo do PIB e negaivo da inflação e da axa de câmbio (esperava-se uma relação posiiva) em relação ao Ibovespa, com exceção da axa Selic, que não foi significaiva com o referido índice. A variância do Ibovespa foi explicada em mais de 90%, por ela mesma, no mês doze, seguida do risco-país, com menos de 5%. PALAVRAS-CHAVE IBOVESPA. Variáveis macroeconômicas. Coinegração. ABSTRACT The aim of his work was o assess he causaliy relaion among he se of macroeconomic variables, represened by ineres and exchange raes, inflaion and Indusrial Producion Index as proxy of he Gross Inernal Produc regarding São Paulo Sock Exchange Index (IBOVESPA). The period of analysis was beween January 1995 and December 2010 wih 192 observaions for each variable. Johansen s ess hrough Esaisical Trace and Maximum Eigenvalue indicaed ha here is a leas one coinegraion vecor. In he analysis of Granger Causaliy Tess by way of Error Correcion, i was found ha here was shor-erm causaliy beween Consumer Price Index and Ibovespa. Regarding long-erm resuls of Granger Causaliy, i was showed behavior of long-erm among he macroeconomic variables wih IBOVESPA. The resuls of he long-erm of normalized vecor for he Ibovespa variable showed ha mos of sign parameers of coinegraion equaion are in agreemen wih he one suggesed by economic heory. In oher words, here was a posiive behavior regarding Gross Inernal Produc and a negaive one regarding inflaion and exchange rae (i was hoped a posiive relaion) regarding Ibovespa, excep Brazil ineres rae, which was no significan wih ha index. The variable of Ibovespa was explained in more han 90% by iself in he welfh monh, followed by counry-risk wih less han 5%. KEYWORDS IBOVESPA. Macroeconomic variables. Coinegraion. 32 R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa)

4 FABIANO MELLO DA SILVA. DANIEL ARRUDA CORONEL INTRODUÇÃO Após um longo período de insabilidade, os indicadores econômicos adoados no Brasil resularam em cero nível de esabilidade, principalmene a parir da segunda meade da década de novena. Essas políicas basearamse, principalmene, em parâmeros defendidos por insiuições financeiras, como o Banco Mundial e o Fundo Moneário Inernacional (FMI). Diversas mudanças, ano no cenário macroeconômico (com a inrodução, principalmene, do Plano Real e de algumas medidas macroeconômicas, como regime de meas de inflação, lei de responsabilidade fiscal e a redução da relação dívida/produo Inerno Bruo (PIB)), quano nos marcos regulaórios (aprovação do Anexo IV aravés da Resolução n do Conselho Moneário Nacional), ornaram o mercado acionário brasileiro araene para os invesidores inernacionais. Essas medidas resularam no aprimorameno das condições necessárias ao crescimeno econômico susenável e num mercado de capiais mais araivo aos invesidores esrangeiros, uma vez que o Brasil passou a ser recomendado pelas agências de risco, apresenando evidências conjunurais suficienes para ober o grau de invesimeno (PIMENTA JUNIOR; IGUCHI, 2009). Nesse senido, Araújo e Basos (2008) salienam que, nas úlimas décadas, a ineração enre variáveis macroeconômicas e o comporameno do mercado de ações em sido um objeo de ineresse enre acadêmicos e analisas de mercado. Eles argumenam que os preços das ações são deerminados não somene por indicadores financeiros, mas por algumas variáveis macroeconômicas, como axas de juros, axa de câmbio, índices de inflação e produção indusrial, represenando a aividade econômica. Hidalgo (2000) considera que invesigações voladas para corroborar ou refuar a presença de relações de causalidade enre índices de mercados acionários e variáveis macroeconômicas podem fornecer evidências relevanes e originais relacionadas ao funcionameno da inegração desses mercados, bem como conribuir para a compreensão de seus mecanismos dinâmicos de equilíbrio. Isso porque as variáveis macroeconômicas podem ser úeis como uma medida do desempenho fuuro do aivo, caso possuam relação direa com o seu movimeno de elevação ou queda. Com essa preocupação em mene, o objeivo principal dese esudo foi de analisar a relação de causalidade enre um conjuno de variáveis macroeconômicas e o mercado acionário brasileiro, aqui represenado pelo Ibovespa. Especificadamene, buscou-se verificar a exisência de relação de longo prazo enre as variáveis macroeconômicas e o Índice Bovespa, por meio de eses de coinegração, considerando-se, para ano, o período de janeiro de 1995 a dezembro de Para idenificar como variações no Ibovespa se ransmiem para as variações das variáveis macroeconômicas ao longo do empo, foi calculada a função de resposa ao impulso, considerando-se um período de 10 meses. E, por fim, para analisar a porcenagem da variância de erro de previsão, que decorre de cada variável endógena, ao longo do horizone de previsão, foi uilizada a análise da decomposição da variância. R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa) 33

5 ANÁLISE DA CAUSALIDADE E COINTEGRAÇÃO ENTRE VARIÁVEIS MACROECONÔMICAS E O IBOVESPA O presene rabalho esá esruurado em rês seções, além desa inrodução. Na segunda seção, são apresenados os procedimenos meodológicos, enquano, na erceira, os resulados obidos são analisados e discuidos e, finalmene, na úlima seção, são apresenadas algumas considerações finais. METODOLOGIA Modelo analíico Para verificar se as séries são esacionárias, serão empregados os eses de esacionaridade de Dickey-Fuller Aumenado (ADF) e o ese não paramérico de Philips Perron (1988). O primeiro considera modelos auorregressivos de ordem superior à unidade, conforme mosrado pela expressão (1), descria por Enders (1995): Y 0 Y Y p 1 i i 1 i 2, (1) p em que (1 i ) e i i ), sendo i 1 i 1 que 0 é o inercepo;, ordem do modelo auorregressivo que descreve o comporameno da série emporal;y, variável dependene;, operador de diferença; e, esruura do erro, que é idênica e independenemene disribuída. O parâmero de ineresse nas regressões (sem inercepo e sem endência; com somene inercepo; com inercepo e endência) é, sendo que, se = 0, a série coném uma raiz uniária. Nesse ese, compara-se o resulado da p esaísica com valores apropriados indicados por Dickey-Fuller, para verificar se a hipóese nula = 0 será aceia ou rejeiada. Essa hipóese deverá ser rejeiada quando o valor calculado da esaísica exceder ao valor críico de Dickey- Fuller, sinalizando que a série será esacionária; caso conrário, a série será não esacionária. O ese de Phillips-Perron (PP) consise em uma alernaiva não paramérica ao ese ADF. Esse ese pode ser empregado quando os resíduos forem serialmene correlacionados. Nesse caso, a hipóese empregada no ese de Dickey-Fuller, de que o erro seja idenicamene disribuído, é desconsiderada. Ademais, a série de preços não possuirá uma raiz uniária se a hipóese nula puder ser rejeiada; caso conrário, a série será não esacionária (PHILLIPS; PERRON, 1988). Ouro méodo analíico empregado nese esudo diz respeio ao ese de causalidade sugerido por Granger (1969). Esse ese busca verificar se a incorporação de valores passados de uma variável X conribui com melhores previsões para a variável Y. Assim, raase de um ese de precedência emporal e não de causalidade, no senido de uma relação de causa e efeio. Esse ese requer a esimaiva das seguines equações (2) e (3): k k X ax x, i X i x, i Y i x, i 1 i 1 ; (2) k k Y a y y, i Y i y, i X i y, i 1 i 1, (3) 34 R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa)

6 FABIANO MELLO DA SILVA. DANIEL ARRUDA CORONEL em que: X e Y indicam a primeira diferença das variáveis a serem esadas; a,, são os coeficienes das regressões a serem esimados; é o ermo de erro aleaório. As relações de causalidade enre duas variáveis podem ocorrer nas seguines formas: i) Causalidade unilaeral de Y para X : quando os coeficienes esimados em (2) para a variável defasada Y são conjunamene diferenes de zero, e quando o conjuno de coeficienes esimados em (3), para a variável X, não forem esaisicamene diferenes de zero; (ii) Causalidade unilaeral de X para Y : Corresponde ao inverso da forma anerior, ou seja, aceia-se a hipóese nula em (2) e rejeia-se em (3); (iii) Bicausalidade ou simulaneidade: quando os conjunos de coeficienes defasados de X e Y forem esaisicamene diferenes de zero em ambas as regressões; e (iv) Ausência de causalidade: Refere-se ao conrário da forma (iii), iso é, não se rejeia a hipóese nula em (2) e (3). Conforme Granger (1988), em um modelo com duas variáveis, se houver relação de coinegração enre elas, enão exise causalidade em pelo menos uma direção. A esimação economérica das relações de preços, consideradas nese rabalho, fundamenou-se no modelo de auorregressão veorial (VAR), cuja represenação do VAR, de ordem p, é expressa da seguine forma, conforme Enders (1995): Y 1Y 1... é uma mariz de parâme- é um veor k-dimensional em que cada ros k x k; e j p Y p (4) de ermos ruído branco, com mariz de covariância. A esimação da ordem da defasagem p do modelo VAR será obida pelo menor criério de informação de Akaike (AIC), Schwarz (SC) e Hannan-Quin (HQ). Segundo Mayorga e al. (2007), os coeficienes da equação (4) não consideram o relacionameno enre as variáveis expressas no modelo VAR. Porano, os impacos das inovações podem ser analisados mediane a função impulso-resposa, que fornece o efeio correne e fuuro sobre as variáveis endógenas, originado a parir de um desvio padrão de um choque nas inovações conemporâneas, ou seja, delineia o comporameno das séries incluídas no modelo VAR, em resposa a choques ocasionados por variáveis residuais. Ainda nessa perspeciva, Margarido e al. (2004) desacam oura maneira de se caracerizar o iner-relacionameno dinâmico enre as variáveis do modelo, que pode ser capado pela decomposição da variância dos erros de previsão para k períodos para a frene. A decomposição de variância mede a conribuição relaiva de cada choque sobre as variáveis endógenas do sisema VAR, ou seja, em a capacidade de mosrar a fração da variância do erro projeado para cada valor, que resula do efeio das próprias inovações, e aquelas que provêm de inovações da oura variável e avaliam o poder de explicação de cada variável em inervalos mensais de empo. Para verificar o relacionameno de longo prazo enre as variáveis do presene esudo, opou-se pelo méodo de coinegração de Johansen. De acordo com Enders (1995), coinegração significa R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa) 35

7 ANÁLISE DA CAUSALIDADE E COINTEGRAÇÃO ENTRE VARIÁVEIS MACROECONÔMICAS E O IBOVESPA que séries emporais não esacionárias e inegradas de mesma ordem comparilham endências esocásicas semelhanes, ou seja, apresenam relação de equilíbrio de longo prazo. Johansen (1988) desenvolveu uma meodologia de coinegração baseada no poso ou rank (r) da mariz, al como apresenado na equação (5). X 1 1 X 1... p 1 X p 1 Y 1 x,, (5) A deerminação do número de veores de coinegração requer conhecimeno sobre o poso ou rank (r) da mariz. Conforme Enders (1995), exisem rês possibilidades: i) o poso de ser compleo. Nessa siuação, qualquer combinação linear enre as variáveis é esacionária e o ajuse do modelo deve ser efeuado com as variáveis em nível; ii) o poso de ser nulo, logo não há relacionameno de coinegração e o modelo deve ser ajusado com as variáveis em diferença; iii) a mariz er poso reduzido. Nesse caso, há r veores de coinegração, em que 0< r < n. e iv). Johansen (1988) esabeleceu dois eses esaísicos visando a descobrir o número de relações de coinegração das séries x,. Nese rabalho, uilizaram-se os eses do raço e do máximo auovalor para idenificar a presença de veores de coinegração. Para Enders (1995), o ese do raço busca esar a hipóese nula de que o número de veores de coinegração disinos seja inferior ou igual a r (H 0 = Veores de coinegração r) conra a hipóese alernaiva de que o número desses veores seja maior do que r (H 1 = Veores de coinegração r), podendo ser expresso por (6): race ( r ) T ' n i r 1 ln(1 ) (6) em que i são os valores esimados das raízes caracerísicas obidos da mariz, e T é o número de observações. O ese do máximo auovalor preende esar a hipóese nula de que o número de veores seja r (H 0 : Veores de coinegração = r), conra a hipóese alernaiva de exisência de r+1 veores de coinegração (H 1 : Veores de coinegração = r+1), podendo ser represenado da seguine forma (7): max ( r, r 1) T ln(1 r 1), (7) Após deecar a relação de coinegração proposa por Engle e Granger (1987) enre as variáveis X i e Y i, passa-se para a próxima eapa, que consise na inclusão do modelo de correção de erro, que em a vanagem de reer as informações sobre o nível das séries, de modo que as relações de longo prazo, enre as variáveis do modelo esudado, permaneçam presenes. Se as variáveis X i e Y i da equação (5) são inegradas de ordem 1 [I(1)] e exise uma combinação linear enre elas, que é inegrada de ordem zero [I(0)], er-se-á o seguine modelo de correção de erro, de acordo com Engle e Granger (1987), al como apresenado pela Equação (8). Y 0 i Y i j X i ECTy, i u y, X 0 i Y i j X i ECTx, i u x, ' i ' (8) em que 0, i, são os coeficienes do modelo; Y e indicam a j, 0, i e i i X i primeira diferença das variáveis a serem esadas, defasadas em i períodos; é o coeficiene de ajusameno de longo 36 R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa)

8 FABIANO MELLO DA SILVA. DANIEL ARRUDA CORONEL u, u, prazo; y e x são os ermos de erro aleaório, e, ECT i são os desvios do equilíbrio de longo prazo enre Y i e X i, defasados em i períodos dados pela equação (5). Se for esaisicamene significaivo, os erros da equação de coinegração de longo prazo servem para ajusar as variações dos preços no curo prazo, ou seja, pode-se verificar qual proporção de desequilíbrio em Y em um período, é corrigida no período seguine. FONTES DOS DADOS Selecionaram-se, como variáveis relevanes para análise, a axa de câmbio nominal, o risco-país (EMBI+), o mercado de ações (Índice Ibovespa), as axas de juros de curo prazo nominal (Selic Over), axa de inflação (IPCA) e o Índice de Produção Indusrial (IPI) como proxy do Produo Inerno Bruo (PIB), sendo proveniene do banco de dados do Insiuo de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEADATA, 2010) e na base de dados do Yahoo Finance para a série Ibovespa. Todas as séries foram ransformadas na forma de logarimo naural, buscando suavizar e normalizar os desvios. O modelo será esimado no sofware economérico Eviews 6.0. Essas séries foram colhidas, conforme dio aneriormene, para o período de janeiro de 1995 a janeiro de Ademais, ambém é imporane ressalar que essas variáveis não foram deflacionadas, pois, conforme Wang e Tomek (2007) e Siqueira (2007), o deflacionameno incorpora uma endência nos dados: logo, não faz senido incluir uma endência anes da realização do ese de coinegração. Porano, as séries foram mensuradas na forma nominal. ANÁLISE E DISCUSSÃO DOS RESULTADOS Os resulados dos eses convergem, indicando que, com exceção da axa de inflação (IPCA), as demais variáveis não são esacionárias em nível, sendo inegradas de ordem igual a zero, I(0). Por ouro lado, em primeira diferença, indicou-se que não há raiz uniária, mosrando que as séries são inegradas de ordem 1, I(1). Com base nesses resulados, foram esimados os eses de coinegração 1. TABELA 1- Resulados dos eses ADF e PP em nível para as séries mensais das séries logarimizadas do Ibovespa, da axa Selic, da axa de câmbio, do PIB, do IPCA e do risco-país, janeiro de 1995 a dezembro de 2010 Nível 1ª Diferença Variáveis ADF a Lags b PP c τ cri d ADF Lags PP τ cri Log (IBOV) -2,659** 0-2,824** -2,876-13,978** 0-13,974** -2,876 Log (IPCA) -5,856* 0-5,920* -2,876-13,203* 1-23,496* -2,876 Log (CAMBIO) -2,049* 0-2,051* -2,876-13,358* 0-13,358* -2,876 Log (SELIC) -3,290** 1-3,926** -2,876-18,169** 0-18,183** -2,876 Log (EMBI) -1,514* 1-1,332* -2,876-11,406* 0-11,406* -2,876 Log (IPI) -0,797* 3-0,592* -2,876-13,052* 0-13,051* -2,876 Fone: Resulados obidos com o sofware Eviews 6 R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa) 37

9 ANÁLISE DA CAUSALIDADE E COINTEGRAÇÃO ENTRE VARIÁVEIS MACROECONÔMICAS E O IBOVESPA NOTA: a: Tese Dickey-Fuller aumenado; b: Valor óimo de defasagens selecionadas de acordo com o criério de Schwarz; c: Tese Philips-Peron; d: Valores críicos com 5% de significância; * modelo apenas com consane; ** modelo com consane e endência. Uma vez que o procedimeno de Johansen é baseado em um modelo VAR, é necessário deerminar o número de defasagens desse modelo e verificar a presença ou não de ermos deerminísicos a serem incluídos, sendo que os mesmos podem ser uma consane, uma endência ou ainda uma variável Dummy. Com a finalidade de deerminar o número de defasagens (p) do modelo VAR, foram adoados rês criérios: o primeiro, a decisão pelo número de defasagens (p) que minimizou os Criérios de Informação de Akaike (AIC); o segundo foi o de Schwarz (SC) e, por úlimo, o de Hannan-Quinn (HQ). A TAB. 2 apresena os resulados: TABELA 2 - Definição do número de defasagens do modelo VAR, para as variáveis macroeconômicas e o índice Ibovespa, janeiro de 1995 a dezembro 2010 Defasagem LR FPE AIC SC HQ 0-8,25e-10-3,888-3,469-3, ,394 9,38e-14-12,971-11,922* -12, ,253 6,18e-14-13,390-11,713-12,711* 3 67,164 6,06e-14* -13,414* -11,107-12, ,342 6,84e-14-13,300-10,365-12, ,668* 6,56e-14-13,353-9,789-11,909 Fone: Resulados obidos com o sofware Eviews 6 NOTA: * Indica a ordem da defasagem selecionada pelo criério; LR - Esaísica de ese LR sequencial modificado; FPE - Erro de previsão final; AIC - Criério de informação de Akaike; SC - Criério de informação de Schwarz; HQ: Criério de informação de Hannan-Quinn. O criério do Erro de Previsão Final (FPE) e de Akaike (AIC) indicaram que o modelo deve possuir rês defasagens. Em conraparida, o criério de Schwarz (SC) recomenda que o modelo deva possuir apenas uma defasagem e, por fim, o criério de informação de Hannan- Quin (HQ) indicou que o número mais adequado seriam duas defasagens. Como os criérios indicaram números de defasagens diferenes, a escolha foi realizada com base no mesmo número de defasagens indicada pela maioria dos criérios. Nesse caso, como dois criérios 38 R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa)

10 FABIANO MELLO DA SILVA. DANIEL ARRUDA CORONEL (FPE e AIC) indicaram rês defasagens, esse valor foi considerado nas demais eapas dos eses de coinegração. Uma vez deerminado o número de defasagens do modelo VAR, realizou-se o ese proposo por Johansen (1988), para verificar a exisência de relação de longo prazo enre as variáveis. Os resulados obidos para o ese do raço, apresenados na TAB. 3, mosram que a hipóese nula, de que o poso da mariz de coinegração é nulo (r =0), é rejeiada, a 5% de significância. Desse modo, há pelo menos dois veores de coinegração, que esabelecem as relações de equilíbrio de longo prazo enre as variáveis. TABELA 3 - Tese do raço para coinegração das séries para as variáveis macroeconômicas e o índice Ibovespa, janeiro de 1995 a dezembro 2010 Hipóese Hipóese Esaísica do Valor Nula Alernaiva Tese críico (5%) r = 0 r >0 169, ,708 r 1 r >1 96,049 88,803 r 2 r >2 58,262 63,876 r 3 r >3 33,471 42,915 Fone: Resulados obidos com o sofware Eviews 6.0. NOTA: o ese raço indica que há duas equações de coinegração. A análise da TAB. 4 indica que a hipóese nula, de que há, no máximo, um veor de coinegração (r=1), não pode ser rejeiada no nível de 5%. Assim sendo, o ese do máximo auovalor indica que, nesse nível de significância, exise um veor de coinegração. R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa) 39

11 ANÁLISE DA CAUSALIDADE E COINTEGRAÇÃO ENTRE VARIÁVEIS MACROECONÔMICAS E O IBOVESPA TABELA 4 - Tese do Máximo Auovalor para coinegração das séries para as variáveis macroeconômicas e o índice Ibovespa, janeiro de 1995 a dezembro 2010 Hipóese Hipóese Esaísica do Valor Nula Alernaiva Tese críico (5%) r = 0 r = 1 73,237 44,497 r = 1 r = 2 37,787 38,331 r = 2 r = 3 24,790 32,118 r = 3 r = 4 16,140 25,823 Fone: Resulados obidos com o sofware Eviews 6.0. NOTA: o ese do Máximo Auovalor indica que há duas equações de coinegração. Os dois eses indicaram a rejeição da hipóese nula, de que não exise nenhum veor de coinegração, podendo-se afirmar que as variáveis são coinegradas, ou seja, há pelo menos uma relação de equilíbrio, de longo prazo, enre elas. Para fins dese rabalho, opou-se pelo número de equações de coinegração definidas pelo Tese do Traço, que indicou dois veores de coinegração esaisicamene significaivos no nível de 5%. 2 A TAB. 5 apresena o primeiro veor de coinegração, normalizado para a variável logarimo do Ibovespa, que é a variável de ineresse nese rabalho. Tabela 5 - Veor de coinegração normalizado para a variável logibov LogIbov Cons. logipi logipca Logselic Logcambio Tend. 1 10,344-4,496* 0,676* -0,101 0,743* -0,003 (-7,436) (7,434) (-0,944) (6,855) (-0,196) Fone: Resulados do sofware Eviews 6.0. *Esaisicamene significaivo no nível de 5%. NOTA: A esaísica enre parênese refere-se ao desvio padrão do parâmero esimado. Cons.: consane; Tend.: endência. 40 R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa)

12 FABIANO MELLO DA SILVA. DANIEL ARRUDA CORONEL É imporane salienar que a ordenação das variáveis foi realizada com base no ese de exogeneidade em bloco de Granger (Block Causaliy Tess), conforme Enders (1995). Nesse caso, as variáveis são ordenadas com base no valor da esaísica Qui-Quadrado, com as variáveis mais exógenas (menores valores da esaísica) sendo colocadas anes das variáveis mais endógenas. A ordem das variáveis ficou assim definida: Ibovespa (LogIbov), Risco País (LogEmbi), Índice de Produção Indusrial (LogIpi), Inflação (LogIpca), Taxa de Juros (LogSelic) e Taxa de câmbio (LogCambio). Tomando-se por base o veor de coinegração esimado, pode-se escrever a relação de equilíbrio de longo prazo do Ibovespa em relação a seus deerminanes e inerprear cada um dos parâmeros Xi como sendo a elasicidade do Ibovespa às variáveis macroeconômicas. A equação reparamerizada é definida como: log( ibov) 10,344 4,496*log( ipi) 0,7435*log( cambio) 0,003 0,676*log( ipca) 0,101log( selic) (9) Com base nesses resulados, podese afirmar que a maioria dos sinais dos parâmeros da equação (9) esá de acordo com o sugerido pela eoria econômica. 3 O índice de Produção Indusrial (logipi), uilizado como proxy do PIB, apresenou valor posiivo e esaisicamene significaivo no nível de 5%. Esse resulado corrobora o resulado enconrado por Pohlmann e Triches (2008). Os mesmos auores salienam ainda que o crescimeno na produção indusrial é um faor significaivo para a expansão do mercado de ações, aqui represenado pelo Ibovespa. A inflação (logipca), por sua vez, apresenou uma relação negaiva e significaiva no nível de 5%. A resposa negaiva dos preços das ações, ao melhor desenvolvimeno presene da economia, é jusificada se os efeios esperados de uma políica conracionisa for superior ao ganho esperado, decorrene do aumeno da produção. A axa Selic (logselic) apresenou parâmero posiivo e não significaivo no nível de 5%. Uma possível explicação para esse resulado, de acordo com Nunes, Cosa Jr. e Meurer (2005), é que o Banco Cenral não considera as informações, conidas nas variações do Ibovespa, em suas decisões sobre o direcionameno da axa de juros. Finalmene, a axa de câmbio (logcambio) apresenou um parâmero negaivo e esaisicamene significaivo no nível de 5%. Mas, esperava-se uma relação direa com o Ibovespa, pois, de acordo com Maysami, Howe e Hamzag (2004), há uma associação posiiva enre a desvalorização cambial e o aumeno do Índice Ibovespa. Os procedimenos realizados aé o presene momeno foram úeis para deerminar a relação de equilíbrio de longo prazo enre as variáveis. Enreano, Engle e Granger (1987) demonsraram que, mesmo havendo relação de equilíbrio de longo prazo enre variáveis não esacionárias, é possível que ocorra algum desequilíbrio no curo prazo. Assim sendo, foi esimado o VEC, valendo-se do modelo VAR auxiliar, uilizado para o ese de coinegração. R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa) 41

13 ANÁLISE DA CAUSALIDADE E COINTEGRAÇÃO ENTRE VARIÁVEIS MACROECONÔMICAS E O IBOVESPA A relação de longo prazo enre as variáveis, dada pelo veor de coinegração e apresenada em (4), foi uilizada como variável explicaiva do ermo de correção de erros. A TAB. 6 demonsra qual proporção do desequilíbrio de curo prazo, do Índice Ibovespa, é corrigida no período seguine, para o primeiro e o segundo veor de coinegração. TABELA 6 Coeficienes do VEC para o índice Ibovespa em relação às ouras variáveis macroeconômicas Variáveis Coeficienes Erro Padrão Esaísica ECT 1-0,078 0,037-2,075* ECT 2-0,060 0,023-2,603* LOGIBOV (-1) -0,074 0,097-0,764 LOGIBOV (-2) -0,066 0,103-0,644 LOGEMBI (-1) 0,015 0,076 0,208 LOGEMBI (-2) 0,005 0,070 0,083 LOGIPI (-1) 0,164 0,295 0,557 LOGIPI (-2) 0,173 0,273 0,634 LOGIPCA (-1) 0,070 0,035 2,012* LOGIPCA (-2) 0,051 0,033 1,526 LOGSELIC (-1) 0,015 0,064 0,242 LOGSELIC (-2) -0,060 0,064-0,947 LOGCAMBIO (-1) 0,007 0,140 0,052 LOGCAMBIO (-2) 0,027 0,137 0,199 Dummy (CAMBIO) 0,112 0,045 2,468* Dummy (ELEIÇÃO) -0,054 0,036-1,483 Dummy (CRISE08) -0,022 0,040-0,551 C -0,064 0,035-1,792 Fone: Resulados obidos com o sofware Eviews 6. **, * Esaisicamene significane no nível de 5%. A esimação do grau de ajuse dos ermos de correção de erros (ECT), que medem a velocidade de convergência do desequilíbrio de curo prazo, em relação ao equilíbrio, verificou que esses ermos foram iguais a -0,078 e -0,060, respecivamene, sendo ambos negaivos e significaivos no nível de 5%. Em ouras palavras, o valor de 0,078 esabelece que, aproximadamene, 7,8% da discrepância 42 R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa)

14 FABIANO MELLO DA SILVA. DANIEL ARRUDA CORONEL enre o valor efeivo e o valor de longo prazo, ou de equilíbrio, são corrigidos a cada mês para o primeiro veor e, 6,0%, para o segundo veor, enre as variáveis macroeconômicas e o Ibovespa. Esse resulado indica que o primeiro veor ende a corrigir mais rapidamene os desvios de curo prazo em relação ao equilíbrio de longo prazo. A axa de inflação, defasada em primeira diferença, foi a única que apresenou impaco posiivo no Ibovespa, no nível de significância de 5%. Iso significa que uma variação de 1%, na variação do IPCA no mês anerior, causará um aumeno de 0,7% no índice Ibovespa. As demais variáveis, defasadas e em primeira diferença, Ibovespa, risco-país, PIB, axa de juros e câmbio não foram esaisicamene significaivas, no curo prazo, no nível de 5%. A lieraura financeira dá desaque à influência dos períodos de crises financeiras e quebras esruurais sobre os mercados financeiros (SCHWERT, 1989). Por isso, os efeios das crises econômicas e possíveis quebras esruurais sobre o índice Ibovespa foram esados por meio da inclusão de variáveis dummy no modelo VEC. Na FIG. 1, apresena-se a evolução do Ibovespa (em escala logarímica), desacando os vales aingidos por esse índice. Esses vales esão associados aos aconecimenos econômicos (desacados em círculo) que poderiam er influenciado o comporameno do Ibovespa. FIGURA 1- Descrição das variáveis dummies uilizadas no período de janeiro de 1995 a dezembro de 2010 Fone: Resulados obidos com o sofware Eviews 6. R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa) 43

15 ANÁLISE DA CAUSALIDADE E COINTEGRAÇÃO ENTRE VARIÁVEIS MACROECONÔMICAS E O IBOVESPA Foram uilizadas as seguines variáveis dummies na esimação dos resulados dese rabalho: (a) mudança do regime cambial (janeiro de 1999 em diane); (b) eleição do presidene Lula (abril de 2002 a novembro de 2002) e (c) crise americana de 2008 (ouubro de 2002 a abril de 2009). A variável Dummy mosrou-se significaiva esaisicamene apenas para o câmbio, e o seu sinal posiivo indica que, durane o período de mudança do regime cambial (janeiro de 1999 em diane), o padrão foi alerado para níveis superiores aos observados anes da mudança para o regime de câmbio fluuane. Um aumeno de 1%, quando houve a mudança cambial, ocasionou um aumeno de 11,2% no Ibovespa. Esperava-se o sinal conrário, pois, de acordo com Pohlmann e Triches (2008), houve uma queda no mercado de ações, com a mudança de regime cambial. Quando a axa de câmbio se ornou flexível, os invesidores esrangeiros viram com desconfiança a economia brasileira e houve uma fuga maciça de capial exerno nesse período. A exisência de relação de coinegração enre Ibovespa e as variáveis macroeconômicas selecionadas sugere que deve haver ao menos uma direção de causalidade de Granger enre essas variáveis. Para deerminar a direção da causalidade, esimou-se o VEC que, além de indicar a direção, possibilia disinguir enre causalidade de curo prazo e de longo prazo. Os resulados do ese de causalidade via VEC são apresenados na TAB. 7. Variável dependene TABELA 7 Tese de causalidade baseado no VEC Variável independene Curo prazo a Longo prazo b IBOVESPA EMBI IPI IPCA SELIC CAMBIO TOTAL ECT 1 ECT 2 IBOVESP A ,978 0,776 0,076*** 0,545 0,980 0,525-2,075** -2,603** EMBI 0,000** ,816 0,317 0,536 0,203 0,000-0,268 0,854 IPI 0,035* 0, ,166 0,003 0,708 0,001 4,107** -1,198 IPCA 0,007** 0,162 0, ,169 0,015 0,000-3,661 3,878 SELIC 0,007** 0,865 0,000 0, ,081 0,000 1,539 4,179 CAMBIO 0,538 0,017 0,070 0,123 0, ,000-5,858-0,909 Fone: Resulados obidos com o sofware Eviews 6. NOTA: a,b corresponde ao p-valor do ese Wald Block Exogeneiy e a esaísica do ermo de correção de erro, respecivamene. ** significaivo a 1%, * significaivo a 5%, *** significaivo a 10%, NS não significaivo. Pelos resulados, observa-se que, no curo prazo, houve apenas um ipo de causalidade de forma bidirecional enre o IPCA e o Ibovespa. Em ouras palavras, no curo prazo, qualquer choque na inflação afea o Ibovespa, e vice-versa. As demais variáveis (Risco-país, PIB, Selic e axa de câmbio) não precedem o Ibovespa, emporalmene, no senido de Granger, pois não rejeiaram a hipóese nula de ausência de causalidade. Esse resulado mosra que qualquer choque em uma dessas variáveis não afea, no curo prazo, a oura, nesse caso, o Ibovespa. Os resulados apresenados pela mesma abela indicaram uma relação 44 R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa)

16 FABIANO MELLO DA SILVA. DANIEL ARRUDA CORONEL de causalidade unidirecional enre o Ibovespa com as seguines variáveis: risco-país, índice de produção indusrial e axa de juros. A única variável que não apresenou causalidade esaisicamene significaiva a 5% foi a axa de câmbio. No que concerne à relação causal de longo prazo enre as variáveis, verificouse, por meio dos coeficienes ECTs (definido de acordo com o ese do raço de Johansen apresenado aneriormene), que os mesmos foram significaivos a 1%. Iso quer dizer que há causalidade de longo prazo, enre os ermos de correção de erro, com o Ibovespa. Esses resulados sugerem que, no curo prazo, as variáveis macroeconômicas se ajusam para aingir sua rajeória de equilíbrio de longo prazo. Em virude da dificuldade de inerprear os coeficienes esimados para o modelo VAR, é comum sumariar os resulados por meio da função de impulso-resposa e da decomposição da variância. Devido à frequência mensal dos dados, é uilizado, para as análises, um período de 10 meses após a ocorrência dos choques. Em relação à análise de impulso resposa, para o VEC (3), podem-se observar as rajeórias do Ibovespa, não em ermos de resposa a choques em desvio padrão, mas em ermos de elasicidade em cada uma das variáveis macroeconômicas esudadas. Essas esimaivas são apresenadas como elasicidades relaivas a choques iniciais inesperados para odas as variáveis dadas sobre o Ibovespa, durane dez meses, após o referido choque. A resposa de um choque inesperado no mercado de ações brasileiro causa uma queda de aproximadamene 0,37 ponos percenuais na axa de câmbio após cinco meses (FIG. 2) manendo-se assim aé o final do período (10 meses). O impaco negaivo das variações na axa de câmbio é mais rapidamene absorvido pelo Ibovespa, aingindo seu efeio máximo no décimo mês (aproximadamene 0,11 ponos percenuais). FIGURA 2- Função de resposa ao impulso IBOV x CAMBIO e vice-versa Resposa à inovação de um desvio-padrão. Noa: Período de 10 meses Fone: Resulados obidos com o sofware Eviews 6. R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa) 45

17 ANÁLISE DA CAUSALIDADE E COINTEGRAÇÃO ENTRE VARIÁVEIS MACROECONÔMICAS E O IBOVESPA A resposa de um choque inesperado no risco-país causa uma queda de aproximadamene 0,20 ponos percenuais no Ibovespa (FIG. 3). Em conraparida, um choque no Ibovespa causa uma queda de 12 ponos no segundo mês e 11 ponos no décimo mês no EMBI+. Observa-se, com isso, que as agências de risco êm um papel imporane como ermômero de risco financeiro nos mercados emergenes. FIGURA 3- Função de resposa ao impulso IBOV x EMBI e vice-versa Resposa à inovação de um desvio-padrão. Noa: Período de 10 meses Fone: Resulados obidos com o sofware Eviews 6. No caso de inovação do Ibovespa sobre a axa de inflação, isso pode ser comprovado analisando-se a FIG. 4. Um choque de um desvio padrão causa um impaco negaivo de aproximadamene de 0,30 pono percenual sobre a axa de inflação, aé o quino mês após o choque, endo seu efeio reduzido gradaivamene, mas persisindo no decorrer de dez meses. Por ouro lado, um choque inesperado na axa de inflação possui uma influência moderada posiiva máxima, sobre o Ibovespa, de aproximadamene de 0,30 ponos percenuais no erceiro mês, manendo uma pequena relação posiiva nos dez meses subsequenes. 46 R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa)

18 FABIANO MELLO DA SILVA. DANIEL ARRUDA CORONEL FIGURA 4-Função de resposa ao impulso IBOV x IPCA e vice-versa Resposa à inovação de um desvio-padrão Noa: Período de 10 meses Fone: Resulados obidos com o sofware Eviews 6. A FIG. 5 demonsra que, quando há um choque na produção indusrial (IPI), o índice Ibovespa responde posiivamene. Por ouro lado, para choques do PIB real, a resposa do Ibovespa será negaiva a parir do sexo mês, aproximadamene. Novamene, se o Ibovespa reflee as expecaivas sobre os evenos fuuros, é provável que o mercado de ações não reaja posiivamene aos choques não esperados sobre as condições econômicas. R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa) 47

19 ANÁLISE DA CAUSALIDADE E COINTEGRAÇÃO ENTRE VARIÁVEIS MACROECONÔMICAS E O IBOVESPA FIGURA 5 - Função de resposa ao impulso IBOV x PIB (proxy IPI) e vice-versa Resposa à inovação de um desvio-padrão. Noa: Período de 10 meses Fone: Resulados obidos com o sofware Eviews 6. A resposa de um choque inesperado no mercado de ações brasileiro causa uma queda de aproximadamene 0,40 ponos percenuais na axa de juros, após cinco meses (FIG. 6), manendose assim aé o final do período (10 meses). Em ouras palavras, pode-se dizer que haveria um fluxo financeiro, dos mercados de íulos da dívida para os de renda variável, aplicações em ações, nos dez primeiros meses. Por ouro lado, um choque inesperado no Ibovespa acarrea um aumeno de 0,10 ponos percenuais após dez meses. De acordo com Grôppo (2006), um aumeno da axa de juros de longo prazo irá reduzir os níveis de invesimeno por pare das empresas (geram expecaivas de baixa na renabilidade dos aivos). FIGURA 6 - Função de resposa ao impulso IBOV x SELIC e vice versa Resposa à inovação de um desvio-padrão. Fone: Resulados obidos com o sofware Eviews 6. Noa: Período de 10 meses. Oura ferramena úil na análise VEC é a decomposição da variância, que permie dizer que porcenagem da variância de erro de previsão decorre de cada variável endógena, ao longo do horizone de previsão (TAB. 8). 48 R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa)

20 FABIANO MELLO DA SILVA. DANIEL ARRUDA CORONEL TABELA 8 - Decomposição da variância dos erros de previsão das séries log (IBOV) log (IPCA) log (CAMBIO) log (SELIC) log (EMBI) log (IPI) Decomposição na variável Variáveis Log Log Log Log Log Log explicadas (IBOV) (EMBI) (IPI) (IPCA) (SELIC) (CAMBIO) (%) (%) (%) (%) (%) (%) Log (IBOV) 90,545 4,748 0,083 1,353 2,066 1,201 Log (IPCA) 3,696 3,814 34,726 50,060 6,977 0,724 Log (CAMBIO) 54,389 0,956 0,505 8,754 1,441 33,952 Log (SELIC) 15,792 26,926 4,431 8,132 41,717 2,999 Log (EMBI) 48,954 48,154 0,152 1,754 0,464 0,519 Log (IPI) 26,053 1,924 51,215 17,031 3,350 0,424 Fone: Resulados obidos com o sofware Eviews 6. NOTA: Período de doze meses. Analisando a decomposição da variância dos erros de previsão, consaase que a variância do Ibovespa é explicada em 90,54%, no mês doze, por si mesma. A segunda variável que apresena a maior paricipação nos choques do Ibovespa é o risco-país, com aproximadamene 5%, ou seja, o EMBI+ possui um impaco relaivamene pequeno sobre a variância do Ibovespa. Em relação à decomposição da variância da inflação (IPCA), observase que a mesma abela demonsrou que 50,06% dos choques nesa variável é explicada por ela mesma e, 34,72%, pelo Índice de Produção Indusrial (IPI). Por sua vez, o choque inesperado na axa de câmbio é explicado em 54,38%, no mês doze, pelo índice Ibovespa, indicando que as variações do Ibovespa podem ser imporanes previsores da axa de câmbio. O choque inesperado na axa de juros é explicado em 41,71%, no mês doze, por si mesmo, e aproximadamene 27% da variância dos erros de previsão são explicados pelo risco-país. Analisando a decomposição da variância da penúlima variável (riscopaís) consaou-se que 48,95% dos choques nessa variável são explicados pelo Ibovespa e 48,15% são explicados por ela mesma, indicando que as percepções de risco, quano à economia brasileira, seriam represenadas, em grande pare, pelas variações do mercado de ações. E, por fim, a variável Índice de Produção Indusrial, como proxy do PIB, é explicada em 51,21%, por ela mesma, e, 26,05%, pelo Índice Ibovespa. CONCLUSÃO O presene esudo analisou a exisência de relação de curo e de longo prazo enre variáveis macroeconômicas selecionadas como: risco-país, axa de juros (Selic), axa de câmbio, índice de produção indusrial, axa de inflação em relação R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa) 49

21 ANÁLISE DA CAUSALIDADE E COINTEGRAÇÃO ENTRE VARIÁVEIS MACROECONÔMICAS E O IBOVESPA ao Ibovespa. Os eses de Johansen (1988), aravés da esaísica do raço e do máximo auovalor, revelaram a exisência de, pelo menos, um veor de coinegração. Os resulados das esimaivas do VEC indicaram que as informações defasadas, represenadas pelas variáveis macroeconômicas, apresenaram relação de curo e de longo prazo com o mercado de ações brasileiro. Em relação à inserção de variáveis dummies no modelo, os resulados aponaram que a única variável dummy que apresenou relação esaisicamene significaiva com o modelo foi a do câmbio. Na esimaiva do primeiro veor de coinegração, pelo méodo de Johansen, observou-se que os parâmeros esimados, referenes a inflação, PIB e axa de câmbio, foram esaisicamene significaivos no nível de 5%. Foi consaada a relação posiiva do PIB com o Ibovespa. Já a inflação e a axa de câmbio apresenaram uma associação negaiva com o Índice Ibovespa. A axa de juros (Selic) não apresenou relacionameno de longo prazo com o Ibovespa. Na análise dos eses de causalidade de Granger (1988), via correção de erros, ficou consaado que exisiu causalidade de curo prazo, apenas de forma bidirecional, enre o IPCA e o Ibovespa. As demais variáveis (Risco-país, PIB, Selic e axa de câmbio) não causam, no senido de Granger, o Ibovespa, pois não rejeiaram a hipóese nula de ausência de causalidade. Os resulados apresenados indicaram ambém uma relação de causalidade unidirecional enre o Ibovespa com as seguines variáveis: risco-país, índice de produção indusrial e axa de juros. A única variável que não apresenou causalidade foi a axa de câmbio. No que concerne à relação causal de longo prazo enre as variáveis, verificouse, por meio dos coeficienes ECTs, que esses foram significaivos a 1%. Iso quer dizer que o Ibovespa responde a desequilíbrios de longo prazo, causados pelas variáveis macroeconômicas. Na análise da decomposição da variância do erro de previsão nos sisemas VAR, verificou-se que os erros esimados no mês doze são explicados, em 90,54%, por ela mesma, embora ouras variáveis, como risco-país, axa Selic, inflação, axa de câmbio e PIB não enham apresenado uma paricipação significaiva na decomposição da variância do erro de previsão do Ibovespa. Uma limiação do esudo é que os resulados, as análises e discussões realizadas aé o presene momeno são válidas apenas para o período em quesão, ou seja, dos meses de janeiro de 1995 a dezembro de 2010, pois, conforme dio aneriormene, exisem rabalhos empíricos que foram realizados em diversos conexos ( período de análise e especificidade de cada país), e que não enconraram relacionameno de longo prazo e/ou causalidade enre variáveis macroeconômicas e o índice de mercado de ações. Para esudos fuuros, sugere-se a exensão do presene esudo aos mercados de ações das principais bolsas (Japão, Esados Unidos, Alemanha), para compreender os efeios de causalidade e direção de movimeno com o Ibovespa. Como o mercado acionário brasileiro esá cada vez mais inegrado ao processo de globalização financeira, qualquer ipo de 50 R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa)

22 FABIANO MELLO DA SILVA. DANIEL ARRUDA CORONEL informação do mercado inernacional, principalmene relaivo a índices de bolsas, ambém poderia influenciar as operações de compra e venda de ações no mercado brasileiro. Porano, seria ineressane que ouras pesquisas verificassem se essas informações financeiras apresenam um grau de ajusameno mais insanâneo e acurado aos preços das ações do que às informações macroeconômicas. > NOTAS 1 Segundo Bueno (2008, p. 208), em um modelo em que o número de variáveis endógenas é maior que 2, nem odas as variáveis precisam er a mesma ordem de inegração para exisir coinegração. A conclusão é a necessidade de se er pelo menos duas variáveis inegradas de mesma ordem na ordem máxima de inegração enre odas as variáveis, para exisir coinegração. 2 O ese do Máximo auovalor, por sua vez, apresenou um veor de coinegração esaisicamene significaivo, mas o resulado do modelo de correção de erros (MCE) não foi significaivo ao nível de 5%. 3 A variável log (embi) não enra como variável dependene na equação de coinegração, por causa da resrição imposa pelo modelo de coinegração. Uma implicação desse exemplo, segundo Davidson (1998), é que, se houver duas relações de coinegração enre quaro variáveis, enão as variáveis serão coinegradas rês a rês: qualquer variável será coinegrada com quaisquer duas das ouras rês, podendo evenualmene exisir um coeficiene nulo no veor de coinegração correspondene. Se houver rês relações de coinegração enre quaro variáveis, enão as variáveis serão coinegradas duas a duas: qualquer variável será coinegrada com qualquer uma das ouras rês. Do mesmo modo, se houver duas relações de coinegração enre rês variáveis, enão as variáveis serão coinegradas duas a duas: qualquer variável será coinegrada com qualquer uma das ouras duas. REFERÊNCIAS ARAÚJO, E.; BASTOS, F. A. S. Relações enre reornos acionários, juros, aividade econômica e inflação: evidências para a América Laina. Brazilian Business Review - BBR, Viória, v. 5, n.1, p , BUENO, R. L. S. Economeria de séries emporais. São Paulo: Thomson-Learning, DAVIDSON, J. Srucural relaions, coinegraion and idenificaion: some simple resuls and heir applicaion. Journal of Economerics, [S. l.], n. 87, p , ENDERS, W. Applied economeric ime series. Nova York: John Wiley & Sons, ENGLE, R. F.; GRANGER, C. W. J. Coinegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing. Economerica, [S. l.], v. 55, n. 2, p GRANGER, Developmens in he Sudy of Coinegraed Economic Variables. Oxford Bullein of Economics and Saisics, [S. l.], v. 48, p , Aug GRÔPPO, G. S. de. Causalidade das variáveis macroeconômicas sobre o Ibovespa f. Disseração (Mesrado em Ciências Econômicas) - Escola Superior de Agriculura Luiz de Queiroz, USP, Universidade de São Paulo, Piracicaba, Disponível em: <hp: < eses/.../de >. Acesso em: 7 dez HIDALGO, J. Nonparameric es for causaliy wih long-range dependence. Economerica, [S. l.], v. 68, n. 6, p , IPEA - Insiuo de Pesquisa Econômica Aplicada. IPEADATA. Base de dados on-line. Disponível em: <hp://www. ipeadaa.gov.br>. Acesso em: 07 maio JOHANSEN, S. Saisic alanalysis of coinegraing vecors. Journal of Economics Dynamics and Conrol, [S. l.], v. 12, p , R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa) 51

23 ANÁLISE DA CAUSALIDADE E COINTEGRAÇÃO ENTRE VARIÁVEIS MACROECONÔMICAS E O IBOVESPA MAYORGA, R. O. e al. Análise de ransmissão de preços do mercado aacadisa de melão no Brasil. Economia e Sociologia Rural, Rio de Janeiro, v. 45, n. 3, p , MAYSAMI, R. C.; HOWE, L. C.; HAMZAG, M. A. Relaionship beween macroeconomics variables and sock marke indices: coinegraion evidence from sock exchange of Singapore`s All-S secor indices. Journal Pengurusan, [S. l.], v. 24, n. 2, p , MARGARIDO, M. A.; BUENO, C. R. F.; MARTINS, V. A.; CARNEVALLI, L. B. Análise dos efeios de preços e câmbio sobre o preço do óleo de soja na cidade de São Paulo: uma aplicação do modelo VAR. Pesquisa e Debae, [S. l.], v. 15, n. 1, p , NUNES, M. S.; COSTA JUNIOR, N. C. A.; MEURER, R. A. Relação enre o mercado de ações e as variáveis macroeconômicas: uma análise economérica para o Brasil. Revisa Brasileira de Economia, Rio de Janeiro, v. 59, n. 4, PHILLIPS, P. C. B.; PERRON, P. Tesing for a uni roo in ime series regression. Biomerika,[S. l.], v. 75, n. 3, p , PIMENTA JUNIOR, T.; HIGUCHI, R.H. Variáveis macroeconômicas e o Ibovespa: um esudo da relação de causalidade. Revisa Elerônica de Adminisração, [S. l.], v. 14, n. 2, Disponível em: <hp:// edicoes/resumo.php? cod_ edicao=61&cod_arigo=599>. Acesso em: 10 dez POHLMAN, E. V.; TRICHES, D. Análise do desempenho da políica moneária no Brasil após o Plano Real. Perspeciva Econômica, [S. l.], v. 4, n. 2, p , SCHWERT, G. W. Why does sock marke volailiy change over ime? Journal of Finance, [S. l.], v. 5, n. 44, p , Dec SIQUEIRA, K. B. The dynamics of farm milk price formaion in Brazil. Tese (Douorado) - Programa em Pós-Graduação em Economia Aplicada da Universidade Federal de Viçosa, Minas Gerais, WANG, D; TOMEK, W. G. Commodiy prices and uni roo ess. American Journal of Agriculural Economics, [S. l.], v. 89, n. 4, p , WOOLDRIDGE, J. M. Inrodução à Economeria: uma abordagem moderna. São Paulo: Pioneira Thomson Learning, R. Adm. FACES Journal Belo Horizone v. 11 n. 3 p jul./se ISSN (online). ISSN (Impressa)