Contratos Futuros e o Ibovespa: Um Estudo Empregando Procedimento de Auto- Regressão Vetorial Estutural. Autoria: Gustavo de Souza Grôppo

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1 Conraos Fuuros e o Ibovespa: Um Esudo Empregando Procedimeno de Auo- Regressão Veorial Esuural. Auoria: Gusavo de Souza Grôppo Resumo: Ese esudo em como objeivo principal verificar a relação enre conraos fuuros de DI, de câmbio e peróleo sobre o Ibovespa. Para al, empregará o procedimeno de Auo- Regressão Veorial Esruural (SVAR) desenvolvido por Bernanke (986), analisando a função impulso elasicidade das variáveis e a decomposição da variância do erro de previsão. Os resulados obidos deixam claro a elevada sensibilidade do Ibovespa frene à axa de juros DI, ano no ocane a decomposição do erro de previsão quano da função de resposa a impulsos elasicidade. Esse resulado mosra a imporância exercida pela axa de juros na economia brasileira, sugerindo, assim, que os agenes econômicos que invesem no mercado acionário brasileiro vêem o invesimeno em renda fixa como sendo grande subsiuo das aplicações em ações. O preço do peróleo no mercado fuuro ambém em um imporane papel na explicação dos movimenos do índice da Bolsa de São Paulo. Palavras chaves: Conraos fuuros, Ibovespa, VAR Esruural, decomposição de variância e impulso elasicidade.. Inrodução Quanas vezes ouvimos ou lemos na imprensa que o índice da Bovespa caiu ou subiu em função de aconecimenos nos mercados domésico e exerno, como a elevação na axa de juros básica e a desvalorização da axa de câmbio. Um fao recene foi o aumeno no preço do peróleo no mercado inernacional ocasionado por noícias ais como a redução na emperaura no Hemisfério Nore, a queda nos níveis dos esoques mundiais dessa commodiy e na redução na produção anunciada pelos países produores de peróleo. São inúmeros os esudos na área de economia e finanças que êm sido realizados focando a relação enre os preços das ações e variáveis macroeconômicas, viso que os preços dos aivos ransacionados esão direamene relacionados com os fundamenos macroeconômicos. Chen e al. (986) mosraram que as variáveis macroeconômicas realmene êm um efeio sobre o mercado acionário, pois afeam a habilidade das firmas em gerarem fluxos de caixa, os pagamenos fuuros de dividendos e na axa de descono, ornando-se faores de risco sobre o mercado de ações. Aravés desse esudo eles fornecem os fundamenos acerca da relação de equilíbrio de longo prazo enre as variáveis empregadas e o reorno dos aivos. Um aumeno, por exemplo, no conrao fuuro de CDI indica uma expecaiva de ala na axa de juros de curo prazo, que segundo diversos auores impacam negaivamene no preço dos aivos. Darra & Mukherjee (986), Naka e al. (998) e Achsani & Srohe (22), afirmam que a relação enre reornos acionários e as axas de juros, ano as de curo como as de longo prazo, são negaivas, pois um incremeno nas axas implica em um aumeno na axa de descono e, conseqüenemene numa redução no preço das ações. Os conraos fuuros de câmbio e peróleo ambém mosram a expecaiva dos invesidores frene as possíveis oscilações dessas variáveis macroeconômicas. Nese senido, o presene rabalho em como objeivo verificar a relação enre conraos fuuros de DI, câmbio e peróleo sobre o Índice da Bolsa de Valores de São Paulo. Para al, empregará o procedimeno de Auo-Regressão Veorial Esruural (SVAR) desenvolvido por Bernanke (986), analisando a função impulso elasicidade das variáveis e a decomposição da variância do erro de previsão. O período da análise compreende os dias 2 de janeiro de 22 a 9 de ouubro de 24.

2 2 Espera-se, com ese esudo, enriquecer o conhecimeno do comporameno do mercado acionário brasileiro frene às macro-variações. Além dessa primeira pare inroduória, o arigo conará com mais rês seções. Na segunda seção serão apresenados alguns rabalhos empíricos sobre as relações enre os mercados acionários e variáveis macroeconômicas. Na erceira seção descreve-se o referencial meodológico a ser empregado. Na seção 4 serão feias as considerações sobre os resulados enconrados e, por fim, na quina e úlima seção, er-se-ão as conclusões. 2. Evidência empírica da relação enre as variáveis macroeconômicas e os reornos acionários. Lee (992), propôs invesigar a relação causal e as inerações dinâmicas enre os reornos das ações, as axas de juros, aividade real e inflação para o mercado americano uilizando o enfoque mulivariado VAR, além de examinar a validade do modelo que explica a relação negaiva enre reornos e inflação. Os resulados enconrados por ele se mosram compaíveis com a explanação de Fama (98), de que a relação negaiva enre os reornos dos aivos e a inflação não é a relação causal, mas sim uma proxy da relação posiiva enre os reornos dos aivos e as variáveis reais. Esa relação negaiva enre o reorno dos aivos e inflação é causada pela relação negaiva enre a axa de inflação e o nível da aividade econômica real, que, por sua vez, são explicadas pela combinação da eoria da demanda de moeda e a eoria quaniaiva da moeda. Analisando a relação causal enre o índice Tokyo Sock Exchange (TSE) e seis variáveis macroeconômicas, Mukherjee & Naka (995) empregaram a meodologia VECM desenvolvida por Johansen (99), meodologia essa, ambém uilizada por Naka e al. (998). Os resulados enconrados mosram uma relação negaiva enre TSE com a axa de inflação e com a axa de longo prazo dos íulos do governo, endo, as ouras variáveis, apresenado relações posiivas. Mukherjee & Naka (995), esam ainda a robusez das seis possibilidades de combinação das cinco variáveis macroeconômicas. Já Gjerde & Sæem (999), invesigaram se as relações causais enre os reornos acionários e variáveis macroeconômicas, para a maioria dos mercados, são válidas em uma economia pequena e abera, nese caso a economia norueguesa. A axa de juros exerce um imporane papel na economia norueguesa, consisene com as recenes descoberas para o mercado americano e japonês, afeando não só os reornos acionários, mas ambém a inflação. Segundo eses auores, o mercado norueguês é foremene dependene do peróleo e esa dependência é refleida no mercado acionário, que responde racionalmene as variações no preço do peróleo. Os reornos acionários respondem posiivamene a mudanças na produção indusrial, mas esa ocorre com uma cera defasagem, indicando assim, um cero grau de ineficiência. Assim como Lee (992), Gjerde & Sæem (999) e Järvinen (2), Hondroyiannis & Papaperou (2) empregaram o mulivariado veor auo-regressivo VAR para analisar a relação dinâmica enre um conjuno de variáveis e reorno acionário do mercado grego. A análise de impulso resposa mosra que odas as variáveis são imporanes na explicação dos movimenos do reorno acionário. O crescimeno na produção indusrial responde negaivamene aos choques do reorno acionário, iso é, um aumeno no reorno acionário não leva, necessariamene, a um nível superior de produção indusrial. O reorno acionário ambém responde negaivamene aos choques na axa de juros, enquano a depreciação do câmbio leva a um reorno acionário superior. Uma variação no preço do peróleo em um imporane papel na explicação dos movimenos dos preços das ações. Quando há uma elevação no preço do peróleo, há uma queda no reorno acionário. Grôppo (24) analisou a relação causal enre um conjuno de variáveis macroeconômicas e o mercado acionário brasileiro, empregando o enfoque mulivariado

3 3 VAR. Primeiramene empregou o VEC convencional seguindo a proposição de Gjerde & Sæem (999) e Burgsaller (22). Os resulados obidos deixaram claro a insabilidade do VAR Convencional. Buscando eliminar esa insabilidade empregou-se o procedimeno de Bernanke (986). Os resulados obidos deixam claro a elevada sensibilidade do Ibovespa frene à axa de juros real de curo prazo, ano no ocane a decomposição do erro de previsão quano da função de resposa a impulsos elasicidade. Denre as variáveis empregadas no presene esudo, a axa básica de juros da economia é a que mais impaca no índice da BOVESPA, mosrando a imporância exercida pela axa de juros na economia brasileira, sugerindo, assim, que os agenes econômicos que invesem no mercado acionário brasileiro vêem o invesimeno em renda fixa como sendo grande subsiuo das aplicações em ações. 3. Referencial meodológico Os modelos de Auo-Regressão Veorial (VAR) foram proposos como uma alernaiva aos modelos esruurais muliequacionais, que se baseavam na classificação a priori das variáveis em exógenas e endógenas e da imposição de resrições zero nos parâmeros esruurais. O uso dessa meodologia permie a obenção da elasicidade de impulso resposa para n períodos à frene, possibiliando avaliar o comporameno das variáveis em resposa aos choques individuais em quaisquer dos componenes do sisema e ambém analisar, aravés de simulações, os efeios de evenos que enham alguma probabilidade de ocorrer. A simulação baseada na função impulso resposa do VAR provê um mecanismo para esimar resposas a choques sem a necessidade de supor ceeris paribus para as ouras variáveis do modelo. Essa meodologia ainda permie a decomposição hisórica da variância do erro de previsão de n períodos à frene, em porcenagens a serem aribuídas a cada variável componene do sisema. Desse modo, há a possibilidade de fazer inferências do poder explanaório de cada uma das variáveis sobre as demais. A meodologia VAR convencional em como limiação a esruura recursiva das relações conemporâneas enre as variáveis. Essa limiação é superada pelo modelo VAR esruural, desenvolvido por Bernanke (986). Tal modelo permie esabelecer relações conemporâneas omando a eoria econômica como referência (Hamilon, 994), faciliando, assim, a inerpreação econômica dos resulados. A represenação geral do VAR assume a seguine forma: p B X = B jx j + S ε () j= em que X é um veor (n x ) das variáveis empregadas no modelo; B como sendo a mariz de relações conemporâneas de ordem (n x n) (as resrições imposas nessa mariz em como objeivo ober a forma reduzida do modelo); B j (j =,2,3,...,p) são as marizes (n x n) de coeficienes que relacionam os valores defasados das variáveis com os valores correnes desas; e ε é um veor (n x ) de choques orogonais com média zero e não correlacionados, ' de al forma que E( ε ε ) = D ; e S = I. A equação () pode ser reescria como: B L X = ε (2) ( ) em que ( L) 2 p B é um polinômio dado por ( B BL B 2L L B pl ) onde L é um j operador de defasagem al que L X = X j Pré muliplicando ambos os lados da equação (2) pela mariz inversa dos coeficienes de inerações conemporâneas ( ), eremos: ( L) X µ B A = (3)

4 =, A = I n e µ = B ε. A expressão (3) pode ser esimada pelo méodo dos Mínimos Quadrados Ordinários. Aravés do procedimeno de Bernanke (986) esima-se os coeficienes B e D, empregando-se a maximização da função logarímica de verossimilhança. Maemaicamene, emos que: em que A( L) B B( L) T ( 2 ) + T ln B ln D ( D B ) n ln L = T ln π r ΣB (4) Se o processo é esacionário, a equação (3) pode ser escria na forma de médias móveis: C ( L ) µ em que C ( L), que é esimado conhecendo-se A ( L) X = (5), é um polinômio de ordem infinia de marizes C j, marizes essas que medem os impacos do veor de erros. Escrevendo a equação (5) em ermos de ε em-se: X = C( L) B ε (6) Aravés da equação (6) procede-se a análise dos efeios da função impulso resposa e decomposição de variância dos erros de previsão para cada uma das variáveis. O modelo descrio acima requer que as variáveis sejam esacionárias. Porano, o primeiro passo a ser dado é verificar se as séries empregadas o são. Exisem diversos procedimenos que visam esar essa esacionariedade. Denre os eses exisenes, os mais empregados são o de Fuller (976), poseriormene complemenados por Dickey & Fuller (979 e 98) e o ese de raiz uniária na presença de quebra esruural de Perron (989). O ese de Dickey-Fuller baseia-se em um processo auo-regressivo de ordem um AR(). Enreano, se o processo auo-regressivo for de ordem p, com p >, deve-se incluir no modelo defasagens da variável visando ornar os resíduos ruído branco. O ese assume a seguine forma: p X = + β + γx + i= α δ X + ε (7) i i Para se deerminar o número de defasagens (p-) a serem incluídas na regressão (7) adoa-se a modelagem do ipo geral para o específico, ou seja, esima-se (7) incluindo um número grande de defasagens que vão sendo eliminadas uma a uma se o coeficiene da úlima apresenar-se não significaivo, conforme sugerido por Campbell e Perron (99). A significância esaísica do úlimo lag em conjugação com os menores valores dos criérios de informação Akaike e Schawrz serão os criérios adoados na deerminação do número ideal de defasagens. Perron (989) desenvolveu um procedimeno formal para esar a hipóese de não esacionariedade na presença de quebra esruural nas séries. Esse ese permie considerar mudanças ano no inercepo como na inclinação da série a parir da quebra esruural. Sendo ξ o período em que ocorre a quebra, a hipóese nula de que a série y segue um processo de raiz uniária com quebra esruural no período = ξ +, pode ser represenada pela seguine fórmula geral: Modelo( C) H : y = a + y + µ DP + µ 2DL + ε (8) com a seguine hipóese alernaiva, Modelo( C) H a : Y = a + a2 + µ 2DL + µ 3DT + ε (9) em que = se = ξ +e zero caso conrário (pulse dummy); D P 4

5 D L = se > ξ e zero caso conrário (level dummy); e D T = ξ para > ξ e zero caso conrário (rend dummy). Vale ressalar que o ese admie ouras hipóeses, mais resrias, de mudanças apenas no nível ou na inclinação da série a parir da quebra, represenadas respecivamene pelos modelos (A) e (B). O procedimeno do ese de Perron (989) é simples e consise em esimar as hipóeses alernaivas, aqui represenadas pelas equações (9), e ober os resíduos dessa regressão, chamando-os de ^ ^ = a Y + Y^. Poseriormene esima-se a seguine equação Y ε () Sob a hipóese nula de raiz uniária, o valor eórico de a é uniário. Perron (989) mosrou que se os resíduos são iid, a disribuição de a dependerá da proporção de observações que ocorrem anes da quebra, denoada por λ = ξ T, (onde T é o número oal de observações). Checam-se os resíduos são ruído branco. Caso não seja, deve-se enão esimar a equação () na forma de ADF, ou seja, ^ ^ d ^ = a Y + β i Y i + i= Y ε O número de lags inroduzidos na equação () em por objeivo ornar os resíduos serialmene não correlacionados. O procedimeno prossegue com o cálculo da esaísica para a hipóese nula de que a =. Essa esaísica pode ser comparada com os valores críicos calculados por Perron (989), permiindo, assim, a conclusão da presença ou não de raiz uniária. Se as variáveis são inegradas de mesma ordem, o próximo passo será esar a exisência de co-inegração enre elas. O procedimeno de co-inegração a ser uilizado no presene esudo foi proposo por Johansen (988), Johansen & Juselius (99), e Johansen (99). Considere represenação VECM de ordem k, irresrio, de X X = Γ X + + Γ k X k+ + ΠX k + ΘD + ε () L (2) Ι Π Π Π = Ι Π Π L em que Γ = ( L ) com (i=,2,...,k-); e ( ) i 2 i Π 2 Π k Segundo Harris (995), a principal vanagem de se escrever o sisema em ermos de correção de erro (VECM) diz respeio ao fao que, nesse formao, ano as informações de curo como as de longo prazo são incorporadas via ajuse no X, as quais são dadas pelas esimaivas dos parâmeros de Γ i e Π. O faor cenral para a análise de co-inegração é o poso de Π, que é igual ao número de veores co-inegranes independenes. A mariz Π represena a mariz de resposas de longo prazo, cujo poso é essencial para se ober informações sobre a ordem de inegração de X. Defina o poso Π sendo igual a k. Se k = n, i. e, Π em poso compleo. Nesse caso, odas as n variáveis de X são esacionárias [i. e, I()] e, porano, não faz senido falar em coinegração; k =, ou seja, a mariz Π é nula. Aqui, odas as variáveis de X são I() e esimar (2) é equivalene a esimar VAR em primeira diferença. Não há combinação linear das variáveis que seja esacionária e, porano, não há co-inegração; < k < n, denoando que exisem k combinações lineares co-inegradas em X. Nesse caso, Π pode ser expresso pelo ' produo de duas marizes, α e β (n x k) e de poso = k, de modo que, Π = αβ. β é a mariz de veores co-inegranes e α é a mariz de ponderações dos veores co-inegranes, que fornece ambém a velocidade do ajusameno ao equilíbrio de longo prazo. 5

6 Os eses para se verificar o número das raízes caracerísicas da mariz Π, que são esaisicamene diferenes de zero, iveram as disribuições assinóicas derivadas por Johansen & Juselius (99) e Johansen (99), com uma delas convergindo para o raço da mariz (chamada esaísica do raço) e a oura para o auovalor máximo da mariz (denominada esaísica do auovalor máximo). 4. Resulados e discussões Inicialmene, apresenam-se as variáveis empregadas no esudo para, em seguida, descrever os resulados dos eses. As variáveis são o preço do peróleo no mercado fuuro (PET + ), a axa de juros DI (DI + ), a axa de câmbio fuuro (TC + ) e índice diário do fechameno da Bolsa de São Paulo (IBOV ). O período de análise compreende os dias 2 de janeiro de 22 a 9 de ouubro de 24. Os dados dos preços do peróleo foram obidos no sie do U.S. Deparmen of Energy, Energy Informaion Adminisraion (hp://eia.doe.gov/oil_gas/peroleum/info_glance/prices.hml), da axa de câmbio comercial fuura, a axa de juros DI e o Ibovespa foram obidos no sie do IPEA (hp:// Após er deerminado a ordem do processo auo-regressivo, realizaram-se os eses de Dickey e Fuller Aumenado (ADF) e o ese de Perron. Os resulados do ese ADF, para as séries em nível e em primeira diferença, enconram-se descrios na abela. Tabela - Resulados dos eses de Dickey e Fuller Aumenado (ADF) Modelo Modelo 2 Variáveis Lags τ τ τ βτ τ µ τ αµ τ Lags τ IBOV -,896 2,94 -,274,32,94 9-7,879* DI + 2-2,9 -,344 -,586,568 -,327-3,969* TC + 2 -,764 -,48-2,8 2,6,38-2,78* PET + 8-2,668 2,385 -,97,3, ,68* Fone: dados da pesquisa Noa: os eses relevanes são derivados da esimação pelo méodo dos mínimos quadrados da seguine auo-regressão para as variáveis envolvidas. * Significaivo a % de probabilidade. p Modelo : Y = α + β + γy + δ i Y i + ε, nas versões com consane e endência, sem i= endência e sem endência e consane. Modelo 2: ermos deerminisas. p Y = γ Y + 2 δ i Y i + ε, definido após consaado a não exisência de i= Foi empregado o procedimeno proposo por Enders (995) para idenificar o modelo específico a ser considerado no ese, incluindo ou não ermos deerminisas. Os resulados dos eses de Dickey e Fuller indicam que os elemenos deerminisas endência e consane não devem ser incluídos no modelo consruído visando esar a presença de raiz uniária empregando o ese ADF e que odas as séries não são esacionárias em nível. Os resulados deixam claro que odas as variáveis são I(). Emprega-se ambém o ese de quebras esruurais de Perron (989). Os resulados do ese são apresenados na Tabela 2 e confirmam os obidos pelo ese de Dickey & Fuller Aumenado de que odas as variáveis são I(), não deixando dúvida sobre as caracerísicas individuais das séries. 6

7 7 Tabela 2 - Resulados do ese de Perron para quebras esruurais Variáveis Lags Nível Lags Primeira diferença IBOV -2,32 9-6,272** 2 DI + 2-2,36-7,6** 2-2,695-23,96** 8-3,67 7-6,55** Fone: dados da pesquisa Noa: ** Significaivo a 5% de probabilidade. λ =,3; Modelo C - (Valore críico: -4,7 para 5%); 2 λ =,4; Modelo C - (Valore críico: -4,22 para 5%); 3 λ =,2; Modelo C - (Valore críico: -3,99 para 5%); 4 λ =,9; Modelo C - (Valore críico: -3,8 para 5%); Modelo C represena hipóese de mudança na inclinação e nível da série a parir da quebra. 3 TC + 4 PET + Após verificar a ordem de inegração das variáveis, e idenificá-las como sendo odas I(), realizou-se o ese de co-inegração com o objeivo de analisar as relações de longo prazo enre as variáveis. Uilizou-se o méodo proposo por Johansen (988) e os resulados enconram-se na Tabela 3. Tabela 3 - Resulados dos eses de co-inegração de Johansen e valores críicos para λ race e λ Max H : r / p-r Eigenvalue λ race CV CV λ Max CV CV (race,%) (race,5%) (Max,%) (Max,5%) r =,388 53,64** 55,43 48,28 27,56** 32,4 27,4 r,2 26,7 37,22 3,52 4,86 25,75 2,7 r 2,38,2 23,52 7,95 9,7 9,9 4,9 r 3,2,5,65 8,8,5,65 8,8 Fone: dados da pesquisa Noa: ** Significaivo a 5% de probabilidade [valores críicos em Oserwald-Lenum (992)]. Modelo com consane resria, ajusado com quinze defasagens. Enconrou-se um veor de co-inegração. Dessa forma, pode-se inferir que as variáveis possuem relação de longo prazo. Os eses de máximo auovalor (λ Max ) e o ese do raço (λ race ) apresenaram valores significaivos a 5% a parir da hipóese nula de que não há veor co-inegrado (r ) conra a hipóese alernaiva de que há um veor de co-inegração (r = ). Tabela 4 - Coeficienes do espaço co-inegrado IBOV TC + DI + PET + Consane Transposa de β # β -5,759,525-5,7 4,598 53,762 β 2,986 7,246-4,28-5,987 6,74 β 3-3,868 -,64-3,224 3,95 45,62 β 4 2,97 4,84-3,84-4,257 -,93 Rank reduzido de β, ransposa e normalizada por lnibov ## β, -,9,888 -,798-9,336 Fone: dados da pesquisa

8 8 Noa: # São os coeficienes das variáveis para os eingenveores em um espaço co-inegrado não resrio; ## São os coeficienes depois que o espaço co-inegrado é resringido a um veor. O veor de co-inegração β ' represena o coeficiene do IBOV (normalizado a um), TC +, DI + e PET + e inercepo em ermos de logarimo naural, indicando a elasicidade de longo prazo. Quando os sinais dos coeficienes das variáveis macroeconômicas são iguais ao do Ibovespa, indicam que o índice do mercado de ações brasileiro responde negaivamene às macro-variações. O sinal posiivo da axa de juros DI fuuro (DI + ) reflee a relação negaiva de longo prazo enre a axa de juros e os reornos do Ibovespa, ou seja, um aumeno na axa de juros irá impacar negaivamene no índice. Em função da grande paricipação das ações da Perobrás S/A na composição do Ibovespa, esperava-se que um aumeno no preço do peróleo no mercado fuuro (PET + ) fosse impacar posiivamene no índice, resulado esse confirmado. Já o sinal posiivo enre o Ibovespa e variações da axa de câmbio fuuro refleem uma relação posiiva no longo prazo. Segundo Nunes e al. (22), esa relação implica que uma depreciação do câmbio acarrea uma redução dos preços das ações em relação às moedas exernas, o que pode propiciar um afluxo de capial exerno e, conseqüenemene, elevar o reorno do Ibovespa. Na Tabela 5 serão apresenados os resulados do ajusameno do modelo de Auo- Regressão Veorial com Termo de Correção de Erro (VEC) com idenificação pelo processo de Bernanke, considerando as influências conemporâneas do preço do peróleo no mercado fuuro, da axa de juros DI fuuro e da axa de câmbio fuuro sobre o Ibovespa. O VEC uilizado foi especificado com as variáveis na décima quina diferença e um veor de coinegração, conforme definido no ese de Johansen. Todos os resulados são significaivos a 5% de probabilidade. Tabela 5 - Esimaiva da mariz de coeficienes de relações conemporâneas empregando o procedimeno de Bernanke Influência: Do Sobre Coeficienes Desvio padrão PET + IBOV,79832,7 DI + IBOV -,88854,6 TCI + IBOV,95,6 Fone: dados da pesquisa Um aumeno de % no conrao fuuro do peróleo implica em um aumeno no Ibovespa, conemporaneamene, em 7,98%. Enreano, um aumeno de % sobre a axa de juros no mercado fuuro leva a uma redução de 8,88% no índice da BOVESPA e que um aumeno, na mesma magniude, da axa de câmbio fuuro leva a uma pequena elevação no Ibovespa na ordem de,9%. A Tabela 6 apresena o resulado da decomposição da variância do erro de previsão do Ibovespa, assim como a esimaiva do desvio padrão dos erros de previsão para doze dias após o choque. Observa-se que, no primeiro dia, a axa de juros DI (DI + ) explica 54,67% das variações nos preços dos aivos que compõem o Ibovespa, seguido pelo próprio preço do peróleo no mercado fuuro (PET + ) com 42,84%. Esse resulado mosra a dependência do Ibovespa em relação à axa de juros DI e ao preço do peróleo no mercado fuuro. Ao final de doze dias após o choque o preço do peróleo explica 3,63% dos erros de previsão do Ibovespa. Já a axa de juros DI irá elevar o seu poder explanaório para 68%. Enreano, a axa de câmbio (TC + ), não apresena influência significaiva na decomposição da variância do erro de previsão do Ibovespa, com parcela média de,72 %.

9 9 Tabela 6 - Decomposição hisórica da variância do erro de previsão para o Ibovespa Dias Desvio Padrão PET + DI + TC + IBOV, ,837 54,67 2,493, 2, ,62 59,463,97, 3, ,68 6,5,88, 4, ,367 62,823,8, 5, ,5 63,7,779, 6, ,82 63,468,7, 7, ,2 64,373,624, 8, ,776 65,662,562, 9, ,824 66,64,535,, ,368 67,7,54,, ,893 67,68,488, 2, ,634 67,955,4, Fone: dados da pesquisa Em seguida será discuido o impaco da função impulso resposa de cada uma das variáveis selecionadas sobre o índice da Bovespa, não em ermos de resposa a choques em desvio padrão, mas em ermos de elasicidade. Essas esimaivas são apresenadas como elasicidades relaivas a choques iniciais inesperados para odas as variáveis dadas sobre a Ibovespa durane doze dias após o referido choque. A Tabela 7 coném o impulso elasicidade de cada uma das variáveis selecionadas e do próprio índice empregando o procedimeno de Bernanke. Tabela 7 - Impulso elasicidade das variáveis e do próprio índice sobre o Ibovespa Dias PET + DI + TC + IBOV, ,88854,94, 2,8366 -,629,77,9255 3,7359 -,98827,736, ,6789 -,9834,7765,87 5, ,9422,6952,8694 6, ,887,5973, ,5334 -,82322,4224, ,474 -,82965,434,6227 9, ,84595,54,6432, ,8275,572,6634,53 -,864,527, , ,9446,3655,779 Fone: dados da pesquisa Os resulados obidos para as funções impulso resposa frene aos choques no preço do peróleo e na axa de juros mosraram-se elevadas, iso é, um incremeno inesperado de % na axa de juros DI ende a levar, no momeno do choque, a uma redução no preço dos aivos que compõem a careira eórica da bolsa em 8,88%. Enreano, um aumeno na mesma magniude do preço do peróleo irá impacar posiivamene o Ibovespa em 7,98%. Esse

10 resulado provavelmene ocorre devido a grande paricipação das ações da Perobrás na composição do Ibovespa. Ao final de doze dias após o choque esse impaco será de 5,69%. A figura represena os impulsos do Ibovespa frene aos choques inesperados das variáveis. IBOV/PET+ IBOV/DI+,,8,6,4,2, , -,2 -,4 -,6 -,8 -, -, IBOV/TC+ IBOV/IBOV,,8,6,4,2, ,2,,8,6,4,2, Figura - Função de impulso resposa do Ibovespa (IBOV ) a impulso no preço do peróleo no mercado fuuro (PET + ), na axa de juros DI fuuro (DI + ) na axa de câmbio fuuro (TC + ) e no próprio Ibovespa Fone: dados da pesquisa 5. Conclusões Na esimaiva da mariz de relações conemporâneas observam-se relações significaivas de odas as variáveis sobre o Ibovespa. Um aumeno de % no preço do peróleo no mercado fuuro implica em um aumeno no Ibovespa, conemporaneamene, em 7,98%. Enreano, um aumeno de % sobre a axa de juros no mercado fuuro leva a uma redução de 8,88% no índice da BOVESPA e que um aumeno, na mesma magniude, da axa de câmbio fuuro leva a uma pequena elevação no Ibovespa na ordem de,9%. A análise da decomposição de variância do erro de previsão deixa claro o poder explanaório da axa de juros DI sobre o índice da Bolsa de São Paulo. O Preço do peróleo no mercado fuuro ambém em um grande poder explicaivo, imporância essa não observada quando da análise da axa de câmbio fuura. O resulado obido deixa claro a elevada sensibilidade do Ibovespa frene à axa de juros DI, ano no ocane a decomposição do erro de previsão quano da função de resposa a impulsos elasicidade. Denre as variáveis empregadas no presene esudo, a axa de juros DI é a que mais impaca no índice da BOVESPA. Esse resulado mosra a imporância exercida pela axa de juros na economia brasileira, sugerindo, assim, que os agenes econômicos que invesem no mercado acionário brasileiro vêem o invesimeno em renda fixa como sendo grande subsiuo das aplicações em ações. O preço do peróleo no mercado fuuro ambém em um imporane papel na explicação dos movimenos do índice da Bolsa de São Paulo. Um choque inesperado de %

11 irá impacar posiivamene o Ibovespa em 7,98%. Esse resulado provavelmene ocorre devido a grande paricipação das ações da Perobrás na composição do Ibovespa. Finaliza-se, ese esudo, sugerindo que novos rabalhos fuuros empreguem ouras variáveis macroeconômicas, fornecendo, assim, mais informações a respeio do comporameno do mercado acionário brasileiro frene às macrovariações. 6. Referências bibliográficas ACHSANI, N.A.; STROHE, H.G. Sock marke reurns and macroeconomic facors: evidence from Jakara sock exchange of Indonesia hp:// (2 Aug. 22) BERNANKE, B.S. Alernaive explanaions of he money-income correlaion. Carnegie- Rocheser Conference Series on Public Policy, v.25, p.49-, 986. BURGSTALLER, J. Sock markes and he macroeconomy: an empirical assessmen using VAR models. Linz, 22. Thesis (Docoral) - Universiy of Linz. hp:// (9 Aug. 23) CAMPBELL, J.Y.; PERRON, P. Pifalls and opporuniies: Wha macroeconomics should know abou uni roos. In: BLANCHARD, O.J.; FISCHER, S. (Ed.). NBER Macroeconomics annual 99. Cambridge MA: MIT Press p. CHEN, N.F.; ROLL, R.; ROSS, S.A. Economic forces and he sock marke. Journal of Business, v.59, n.3, p , 986. DARRAT, A.F.; MUKHERJEE, T.K. The behavior of he sock marke in a developing economy. Economic Leers, v.22, n.2-3, p , 986. DICKEY, D.A.; FULLER, W.A A likelihood raio saisics for auoregressive ime series wih a uni roo. Economerica, v.49, n.4, p.57-72, 98. DICKEY, D.A.; FULLER, W.A. Disribuion of he esimaors for auoregressive ime series wih a uni roo. Journal of he American Saisical Associaion, v.74, n.366, p.427-3, 979. ENDERS, W. Applied economeric ime series.. ed. Iowa: John Wiley & Sons Inc., p. FAMA, E.F. Sock reurns, real aciviy, inflaion and money. The American Economic Review, v.7, n.4, p , 98. FULLER, W.A. Inroducion o saisical ime series. New York: John Wiley, p. GJERDE,.; SæTTEM, F. Causal relaions among sock reurns and macroeconomic variable in a small, open economy. Journal of Inernaional Financial Markes, Insiuions and Money, v.9, n., p.6-74, 999. GRÔPPO, G.S. Causalidade das variáveis macroeconômicas sobre o Ibovespa. Piracicaba, 24. 7p. Disseração (M.S.) - Escola Superior de Agriculura Luiz de Queiroz, Universidade de São Paulo. HAMILTON, J.D. Times series analysis. New Jersey: Princeon Universiy Press, p. HARRIS, R.I.D. Using coinegraion analysis in economeric modeling. London: Prenice Hall, p. HONDROYIANNIS, G.; PAPAPETROU, E. Macroeconomic influences on he sock marke. Journal of Economics and Finance, v.25, n., p.33-49, 2. JÄRVINEN, J. Essays on indusry porfolios and macroeconomic news. Tampare, 2. 37p. Academic Disseraion - Universiy of Tampere. JOHANSEN, S. Esimaion and hypohesis esing of coinegraion vecors in gaussian vecor auoregressive models. Economerica, v.59, n.6, p.55-58, 99. JOHANSEN, S. Saisical analysis of coinegraion vecors. Journal of Economic Dynamics and Conrol, v.2, n.23, p.23-54, 988.

12 2 JOHANSEN, S.; JUSELIUS, K. Maximum likelihood esimaion and inference on coinegraion: wih applicaions o he demand money. Oxford Bullein of Economics and Saisics, v.52, n.2, p.69-2, 99. LEE, B.S. Causal relaions among sock reurns, ineres raes, real aciviy, and inflaion. The Journal of Finance, v.47, n.4, p.59-63, Sep MUKHERJEE, T.; NAKA, A.; Dynamic relaions beween macroeconomic variables and he Japanese sock marke: an applicaion of a vecor error correcion model. The Journal of Financial Research, v.8, n.2, p , Summer 995. NAKA, A.; MUKHERJEE, T.; TUFTE, D. Macroeconomic variables and performance of he Indian sock marke. New Orleans: Universiy of New Orleans, College of Business Deparmen of Economic & Finance, p. (Working paper, 6-98) NUNES, M.S.; COSTA JUNIOR., N.C.A.; SEABRA, F. Coinegração e causalidade enre variáveis macroeconômicas, risco Brasil e os reornos no mercado de ações brasileiro. /Apresenado ao 5. Enconro de Economia Região Sul, Florianópolis, 22/ OSTERWALD-LENUM, M. A noe wih quaniles of he asympoic disribuion of he maximum likelihood coinegraion rank es saisics. Oxford Bullein of Economics and Saiscs, v.53, n.3, p , 992. PERRON, P. The grea crash, he oil price shock and he uni roo hypohesis. Economerica, v.75, n.6, p.36-4, 989. ROSS, S.A. The arbirage heory of capial asse pricing. Journal of Economic Theory, v.3, n.3, p.34-36, 976.