A EFICIÊNCIA INFORMACIONAL DO MERCADO DE ADRS BRASILEIROS: UMA ANÁLISE COM TESTES DE AUTO-CORRELAÇÃO, RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO.

Tamanho: px
Começar a partir da página:

Download "A EFICIÊNCIA INFORMACIONAL DO MERCADO DE ADRS BRASILEIROS: UMA ANÁLISE COM TESTES DE AUTO-CORRELAÇÃO, RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO."

Transcrição

1 A EFICIÊNCIA INFORMACIONAL DO MERCADO DE ADRS BRASILEIROS: UMA ANÁLISE COM TESTES DE AUTO-CORRELAÇÃO, RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO. ADRIANO LEAL BRUNI, Dr. UNIFACS albruni@infiniaweb.com.br RESUMO A hipóese de eficiência fraca dos mercados de capiais esabelece que os preços devem refleir odas as informações passadas disponíveis. Exisiria a incapacidade de se prever preços fuuros com base em dados hisóricos. Os preços seguiriam um passeio ou rumo aleaório, do inglês random wal. Para esar esa hipóese, diversas meodologias e modelos economéricos foram desenvolvidos, a exemplo dos eses de auo-correlação, raiz uniária (a exemplo dos eses de Dicey-Fuller ampliado e Phillips- Perron) e coinegração (a exemplo do ese de Johansen). Ese rabalho analisou a hipóese de eficiência fraca do mercado de American Deposiary Receips, ADRs, emiidos por empresas brasileiras e negociados em bolsas de valores dos Esados Unidos da América. Os resulados obidos confirmam a hipóese de eficiência: dados hisóricos das coações dos aivos analisados seriam incapazes, de um modo geral, de prever o seu comporameno fuuro. Palavras-chave: Eficiência de mercado ABSTRACT The hypohesis of wea efficiency of he soc mares esablishes ha he prices mus reflec all he available pas informaion. I would exis he incapaciy of foreseeing fuure prices on he basis of he hisorical informaion. The prices would follow a random wal. To es his hypohesis, many mehodologies and economeric models had been developed, as he examples of he auo-correlaion ess, uni roo (Dicey-Fuller s and Phillips-Perron ess) and inegraion (Johansen s ess). This wor analyzed he hypohesis of wea efficiency of he mare of American Deposiary Receips, ADRs, issued by Brazilian companies and raded in US soc exchanges. The resuls confirm he efficiency hypohesis: hisorical daa of he prices of he analyzed securiies would be incapable, in a general way, o foresee is fuure behavior. Keywords: mare efficiency, American Deposiary Receips

2 A EFICIÊNCIA INFORMACIONAL DO MERCADO DE ADRS BRASILEIROS: UMA ANÁLISE COM TESTES DE AUTO-CORRELAÇÃO, RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO. 1 INTRODUÇÃO Há muio empo que os acadêmicos de finanças de odo o mundo êm se dedicado à análise exausiva de dados passados de aivos financeiros à procura de padrões de comporameno dos mercados e oporunidades de lucros anormais. Seria a eerna busca do Sano Graal, em palavras de Haugen (1995, p. 01), ou dos caminhos para as Minas do Rei Salomão, em expressão de Galdão e Famá (1997, p. 04). Apesar dos imensos esforços devoados para a busca desse filão, apenas poucas pepias foram enconradas, que, por sua vez, desapareceram rapidamene, logo após a publicação de seus efeios. O conceio de mercados eficienes ornou-se uma das principais bases da Teoria de Finanças. Em mercados composos por invesidores racionais, os preços sempre refleiram odas as informações relevanes - oporunidades de ganhos anormais inexisiriam. Inúmeros foram os esudos que, durane décadas, ajudaram a consolidar a idéia dos mercados eficienes (BRUNI e FAMÁ, 1999). Com o objeivo de analisar a hipóese de eficiência informacional dos mercados de capiais, seleciou-se uma amosra formada por American Deposiary Receips, ADRs, emiidos por empresas brasileiras negociados em bolsas de valores dos Esados Unidos da América. Os ADRs consisem em íulos criados pelo Morgan Guaranee Trus em 197 e que permiem a dupla lisagem de ação. Sua imporância para a esruura de capial brasileira pode ser evidenciada pela evolução do número de programas que cresceu de um programa em 1993 para 97 em fins de 001 e da elevação dos valores deses que alcançaram US$ ,86 (Comissão de Valores Mobiliários, 00). REFERENCIAL TEÓRICO Em sua forma fraca, o conceio de eficiência informacional dos mercados esabelece a incapacidade de prever preços fuuros com base em dados hisóricos. Os preços seguiriam um passeio ou rumo aleaório, do inglês random wal. Uma maneira úil para se organizar as várias versões dos eses de rumo aleaório envolveria a consideração dos vários ipos de dependência que possa exisir enre os reornos r e r + em duas diferenes daas, e + (CAMPBELL, LO e MACKINLAY, 1997). Para isso é preciso definir as variáveis aleaórias f(r ) e g(r + ), onde f(.) e g(.) são duas funções arbirárias. Segundo a idéia de rumo aleaório: Cov [f(r ),g(r + )] = 0, para odo e para ¹ 0. A equação anerior capura odas as versões de eses de rumo aleaório para odas as variáveis f(.) e g(.), o que pode ser inerpreado como uma condição de orogonalidade. A depender das caracerísicas das variáveis f(.) e g(.), diferenes são os procedimenos empregados nos eses de rumo aleaório, conforme apresenado no quadro seguine. QUADRO 1. CLASSIFICAÇÃO DOS TESTES DE RUMO ALEATÓRIO. Cov [f(r),g(r+)] = 0 f(r), A f(r), f(.) linear A f(.) g(r+), g(.) linear Incremenos não correlacionados[rumo Aleaório 3]Proj[r+ r] = m Fone: Campbell, Lo e MacKilay (1997, p. 9). Se, por exemplo, f(.) e g(.) são assumidas como funções lineares, a equação geral anerior (Equação 9) implica em reornos serialmene não correlacionados, correspondendo ao processo Rumo Aleaório 3, descrio no quadro anerior. De forma alernaiva, se apenas g(.) for assumida como linear, o processo é caracerizado por um maringale ou jogo juso. Por ouro lado, se ambas as funções forem assumidas como não lineares, iso implica que odos os reornos sejam muuamene independenes, correspondendo aos modelos Rumo Aleaório 1 e igualmene ciados no Quadro 1. Denre os principais eses aplicáveis na análise de processos caracerizados por rumo aleaório, podem ser mencionados os eses de auo-correlação e os eses de raízes uniárias..1 TESTES DE AUTO-CORRELAÇÃO A Maringale [Jogo Juso] E[r+ r]= m g(r+), g(.) A hipóese de eficiência informacional dos mercados esabelece a incapacidade de previsão de preços fuuros com base em dados hisóricos. Dessa forma, não deveria exisir dependência linear enre reornos defasados, não apenas no senido esaísico com a verificação de correlação - A Incremenos independenes[rumo Aleaório 1 e ] fdp[r+ r] = fdp [r+] Ano 5 Nº 9 Salvador jan./jun. 004 P Revisa Gesão e Planejameno 53

3 ADRIANO LEAL BRUNI serial nula, como, ambém, no senido econômico, aravés da inexisência de reornos posiivos após cusos de ransação (ROSENTHAL,1983, p. 1). Os eses de auo-correlação consisem em analisar a relação enre variáveis defasadas e variáveis poseriores, com base em diferenes inervalos de defasagem. Podem ser empregados para esar a exisência de dependência ou independência de variáveis em uma série emporal. O coeficiene de correlação serial mede a relação enre os valores de uma variável aleaória e seus valores em períodos aneriores. O ese de auo-correlação evidencia se os coeficienes de auo-correlação são significaivamene diferenes de zero. Para Gujarai (000, p. 70), o ese de auocorrelação consise em um dos mais simples eses para verificar se uma série é caracerizada pela presença de rumo aleaório. O ese baseia-se na denominada função de auo-correlação, FAC, que na defasagem, indicada por, pode ser apresenada como :, onde : é igual à 0 covariância na defasagem e 0 é a variância. Sendo variância e covariância medidas na mesma unidade, é uma medida sem unidade ou pura, podendo variar de 1 a +1, como qualquer coeficiene de correlação. A represenação gráfica de conra resula no gráfico denominado correlograma da população. Já que na práica é possível se ober apenas uma amosra de um processo esocásico, pode-se calcular somene a função de auo-correlação amosral, ˆ. Assim, orna-se necessário ober-se a covariância amosral na defasagem, ˆ, e a variância amosral ˆ 0, ambas definidas como: ˆ ˆ0 Y Y. Y Y Y Y n n e. Onde : n = amanho da amosra, Y = média da amosra. Assim, a função de auo-correlação amosral na defasagem pode ser ˆ apresenada como: ˆ. A significância esaísica de ˆ.pode ser julgada mediane a análise de seu erro padrão. Segundo Barle (1946), se uma série emporal for puramene aleaória, caracerizada pela presença de ruído branco, os coeficienes de auo-correlação amosral são disribuídos aproximadamene segundo uma disribuição normal, com média zero e variância igual a 1/n, onde n represena o amanho da amosra. ˆ0 A hipóese conjuna de que odos os coeficienes de auo-correlação são simulaneamene iguais a zero pode ser esada mediane a aplicação da esaísica Q, desenvolvida por Box e Pierce e definida por Gujarai (000, p. 73) como: Q n m 1 ˆ, onde: n = amanho da amosra, m = duração da defasagem. Desaque-se que a esaísica Q, para grandes amosras, disribui-se aproximadamene como uma disribuição qui-quadrado, com m graus de liberdade. Quando o Q calculado excede o valor críico de Q na abela de qui-quadrado para o nível de significância escolhido, rejeiase a hipóese nula de que odos os são iguais a zero. Pelo menos alguns deles devem ser diferenes de zero. Uma alernaiva ao uso da esaísica Q de Box e Pierce consise no emprego da esaísica LB de Ljung-Box e definida m ˆ LB n n ~ m 1 n. como: Para amosras grandes, as esaísicas Q e LB apresenam disribuições qui-quadrado, com m graus de liberdade. Porém, segundo Gujarai (000, p. 73), a esaísica LB em apresenado propriedades mais poderosas em amosras pequenas, quando comparada à esaísica Q. 54 Revisa Gesão e Planejameno Ano 5 Nº 9 Salvador jan./jun. 004 P

4 A EFICIÊNCIA INFORMACIONAL DO MERCADO DE ADRS BRASILEIROS: UMA ANÁLISE COM TESTES DE AUTO-CORRELAÇÃO, RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO. Y É imporane desacar que, como os eses de correlação serial assumem a premissa de que as axas de reorno uilizadas provém de uma disribuição normal, orna-se necessário conferir a validade desa paricularidade (ROSENTHAL, 1983, p. 4). Em relação às evidências empíricas do uso de eses de auo-correlação, um dos mais clássicos exemplos de aplicações sobre seu uso pode ser viso em Kendal (1943), que analisou mudanças de preços, com inervalos defasados iguais a 1,, 3 e 4 períodos. Ouros exemplos de análise da eficiência fraca dos mercados de capiais com base em eses de correlação serial podem ser verificados em diferenes esudos. Solni (1973) analisou oio dos principais mercados europeus, concluindo que eses seriam menos eficienes do que o mercado nore-americano. Guy (1976) esou a forma fraca de eficiência da Bolsa de Valores de Londres empregando uma amosra com as 50 maiores empresas lá negociadas e oura amosra formada por 49 empresas selecionadas aleaoriamene. Para a primeira amosra, os resulados foram consisenes com a forma fraca de eficiência. Em relação ao segundo grupo, um número expressivo de ações apresenou u níveis esaisicamene significaivos de. Y 1 correlação serial o que poderia ser, segundo o auor, conseqüência da ineficiência do mercado ou de falhas operacionais ou esaísicas nos procedimenos empregados nos eses. Guy (1976) analisou a performance da Bolsa de Valores de Dusseldorf e enconrou que 0% das ações analisadas apresenavam níveis significaivos de correlação serial. Roux e Gilberson (1978), após analisarem as ações negociadas na Bolsa de Valores de Joanesburgo, enconraram correlações seriais significaivas: as mudanças dos preços analisados não seriam independenes. Uma série de ouros esudos sobre a eficiência fraca de mercados emergenes, avaliada com base em eses de auo-correlação, pode ser visa no quadro seguine. QUADRO. ESTUDOS EMPÍRICOS DO TESTE DE AUTO-CORRELAÇÃO DE MERCADOS DE CAPITAIS. Auor(es) Harvey (1995a) Claessens e al. (1995) Poshowale (1996) Rosenhal (1983) Fone : Mobare e Keasey (000, p. 17).. TESTES DE RAIZ UNITÁRIA O ese de raiz uniária consise em um conjuno de procedimenos alernaivos para a análise de processos evenualmene caracerizados pela presença de rumo aleaório. Pode ser apresenado aravés do seguine modelo: Y : Descrição do esudo Analisou dados referenes a mercados desenvolvidos e emergenes. Apenas cinco dos 1 mercados desenvolvidos apresenaram auo-correlação de primeira ordem, superior a 10%. As mesmas análises para países emergenes revelaram um número relaivo mais expressivo de países com auocorrelação de primeira ordem superior a 0% (Colômbia, Indonésia, México, México, Paquisão, Filipinas, Porugal, Turquia e Venezuela). Evidências enconradas sugeriram a possibilidade de previsibilidade dos reornos dos emergenes, o que conraria a hipóese de eficiência fraca dos mercados. Enconraram evidências significaivas de previsibilidade de reornos em mercados emergenes. Os resulados obidos indicaram a possibilidade de previsão dos reornos em mercados emergenes. alisou o mercado de 54 ADRs lisados na Nasdaq com base em eses de correlação serial. Os resulados foram consisenes com a hipóese de eficiência fraca dos mercados. Y 1 u. Onde u = erro esocásico de média zero, variância consane, não auocorrelacionado. A equação anerior consise em uma regressão de primeira ordem, AR (1), já que o valor de Y no insane esá regredido conra o valor de Y no insane -1. Se o coeficiene de Y+1 for igual a 1, o processo orna-se caracerizado pelo problema da raiz uniária que revela uma série não esacionária. Quando o coeficiene da equação é igual a um, diz-se que a variá- Ano 5 Nº 9 Salvador jan./jun. 004 P Revisa Gesão e Planejameno 55

5 ADRIANO LEAL BRUNI vel esocásica Y em uma raiz uniária. Em economeria de séries emporais, uma série com raiz uniária é conhecida como série emporal de rumo aleaório exemplo de série emporal não esacionária. A equação anerior pode ser apresenada na seguine forma alernaiva: 1Y 1 u Y 1 u Y. Onde : Y Y Y 1 e 1, onde = operador de primeira diferença. A hipóese nula empregada no ese de rumo aleaório esabelece = 0. Sendo esse fao verdadeiro,. Tal equação revela que as primeiras diferenças de uma série emporal com caminho aleaório equivalem a uma série emporal esacionária já que, por hipóeses aneriormene assumidas, u é puramene aleaório. Quando uma série emporal é diferenciada uma vez, e a série diferenciada enconrada é esacionária, diz-se que a série original com caminho aleaório é inegrada de ordem 1, indicada por I(1). Quando a série original precisa ser diferenciada duas vezes exraindo-se a primeira diferença da primeira diferença anes de se revelar esacionária, diz-se que a série original é inegrada de ordem, ou I(). Quando uma série emporal precisar ser diferenciada d vezes para se revelar esacionária, diz-se que ela é inegrada de ordem d, ou I(d). Uma série emporal inegrada de ordem 1 ou maior é uma série emporal não esacionária. Por convenção, se d=0, o processo I(0) resulane corresponde a uma série emporal esacionária. A ordem da inegração corresponde ao número de raízes uniárias conida na série, ou o número de operações diferenciais necessárias para ornar a série esacionária. Em um processo caracerizado por rumo aleaório, exise apenas uma raiz uniária, sendo uma série do ipo I(1). Procedimenos padrões de inferência não se aplicam a regressões que conenham uma variável dependene inegrada ou regressores inegrados. Assim, orna-se imporane checar se uma série é esacionária ou não, anes de qualquer procedimeno de regressão. O méodo formal de esar a esacionariedade de uma série consise no ese de raiz uniária, por sua vez comumene execuado aravés de rês procedimenos disinos: o ese de Dicey-Fuller, o ese de Dicey-Fuller ampliado e o ese de Phillips-Perron...1 O TESTE DE DICKEY-FULLER (DF) Para verificar se uma série é não esacionária, é preciso rodar a regressão Y. Y 1 u, verificando se ˆ é, esaisicamene, igual a 1 ou rodar a equação equivalene u, verificando se ˆ Y Y 1 é, esaisicamene, igual a 0. Porém, nesas siuações, o valor obido não segue a disribuição de Suden, mesmo em amosras grandes. Gujarai (1999, p. 75) esabeleceu que sob a hipóese nula de que, a esaísica calculada convencionalmene é conhecida como esaísica (au). Os valores críicos de foram abulados por Dicey e Fuller (1979), com base em procedimenos de simulação com base no méodo de Mone Carlo. Para homenagear seus auores, em Economeria, o ese é conhecido como ese de Dicey-Fuller. De forma recene, os cálculos de Dicey e Fuller (1979) vem sendo melhorados, iso é, ornados mais precisos graças à MacKinnon (1991). Como a hipóese nula esabelece que sua rejeição indica uma série esacionária. Quando o valor absoluo de ( ) exceder os valores críicos absoluos de D-F ou de MacKinnon-DF, não é possível rejeiar a hipóese de que a série emporal seja esacionária. Por ouro lado, se calculado for menor que o valor críico, a série emporal é considerada não esacionária. O ese de Dicey-Fuller consise em um dos mais empregados eses para análises de raízes uniárias. Por razões eóricas, cosuma ser aplicado a regressões apresenadas nas seguines formas: Y 1 Y 1 a variável empo ou endência. e, Y 1 Y 1 u u. Onde represena, Y 1 Y 1 56 Revisa Gesão e Planejameno Ano 5 Nº 9 Salvador jan./jun. 004 P

6 A EFICIÊNCIA INFORMACIONAL DO MERCADO DE ADRS BRASILEIROS: UMA ANÁLISE COM TESTES DE AUTO-CORRELAÇÃO, RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO. Noa-se que para os rês casos apresenados nas rês equações aneriores, a hipóese nula consise em 0. Ou seja, exise uma raiz uniária. A diferença enre a primeira equação ( ) e as demais, consise na inclusão da consane e do ermo de endência. As hipóeses nula e alernaiva podem ser expliciadas como: H DF,0 0 H DF,1 Se o ermo de erro u i for auocorrelacionado, deve-se aplicar o ese aumenado de Dicey-Fuller (DFA). A equação ( ransforma-se Y Y Y ( ) Y Y 3,... A equação anerior em- Y 0 Y 1prega 1 u ermos Y 1 de diferença u defasados, cujo número de ermos deve ser deerminado empiricamene, de forma que o ermo de erro na equação anerior seja serialmene independene. ) em 1 1 i i. i1 m Y Ressala-se que Y Y Y ), 1 ( 1 A esaísica do ese DFA em a mesma disribuição assinóica de DF, permiindo o uso dos mesmos valores críicos, calculados por MacKinnon (1991)... O TESTE DE PHILLIPS-PERRON (PP) Phillips e Perron (1988) propuseram um méodo não paramérico para conrole de correlações seriais de ordens maiores (higher order serial correlaion). O modelo empregado no ese PP é um processo auo-regressivo uniário [AR(1)], apresenado como Y 1. Enquano Y o ese DFA efeua correções para correlações seriais de ordens maiores aravés da adição de ermos de diferença defasados m i1 i Y i, o ese PP efeua uma corre- ção da esaísica no coeficiene da equação ajusar à correlação serial em u., de forma a se Segundo Eviews (199?), a correção é não paramérica em decorrência do fao da esimaiva do especro de u na freqüência zero ser robusa com a condição de heerocedasicidade e auo-correlação de forma desconhecida. São empregados nos procedimenos de eses a esimaiva consisene com heerocedasicidade e auo-correlação de Newey-Wes, apresenada como w q j 0 1 j. Onde j1 q 1 1 T j j e q = defasagem runcada T j1 (runcaion lag). Embora uma esimaiva para q possa ser apresenada algebricamene, na práica, pacoes economéricos, como o Eviews, fornecem esimaivas auomáicas para q, na realização do ese de Phillips-Perron. A esaísica do ese de Phillips-Perron ( PP ) pode ser apresenada como: PP 1/ w 0 Tsb. Onde: w w b = 0 b esaísica padrão; s b = erro padrão de ; erro padrão da equação de regressão empregada nos eses. A disribuição assinóica da esaísica do ese PP é igual à disribuição da esaísica DFA, ambém assumindo na hipóese nula a exisência de raiz uniária ( )..3 ESTUDOS EMPÍRICOS COM TESTES DE RAIZ UNITÁRIA De forma recene, o ese de raiz uniária ornou-se razoavelmene popular na lieraura de finanças Alguns exemplos podem ser visos nos rabalhos de Webser (1998) e Sanvicene (1998). = Ano 5 Nº 9 Salvador jan./jun. 004 P Revisa Gesão e Planejameno 57

7 ADRIANO LEAL BRUNI O primeiro auor analisou as quesões da emissão de ADRs e da eficiência informacional dos mercados com base em rês esudos de casos de diferenes países: Telebrás (Brasil), Asra A. B. (Suécia) e Mavesa S. A. (Venezuela). Após analisar a eficiência informacional fraca dos mercados com base em eses de raiz uniária de Dicey-Fuller, o auor concluiu que o mercado secundário das ações analisadas poderia ser caracerizado pela eficiência informacional fraca, em períodos aneriores e poseriores à dupla lisagem na Nyse. Sanvicene (1998) analisou a eficiência fraca dos índices de mercado brasileiro (Ibovespa) e nore-americano (DJIA) com base nos eses de Phillips-Perron e Dicey-Fuller ampliado. Em ambos, as conclusões foram idênicas, com os resulados indicando que os índices de mercado seguiriam um processo caracerizado por rumo aleaório, sendo informacionalmene eficienes na forma fraca, em ermos individuais..4 TESTES DE COINTEGRAÇÃO Segundo Pindyc e Rubinfield (1998, p. 513), a regressão enre duas séries caracerizadas pela presença de rumo aleaório podem conduzir a resulados espúrios, nos quais eses convencionais de significância endem a indicar uma relação enre as variáveis que, de fao, não exise. Em deerminadas siuações, embora duas variáveis possam seguir rumos aleaórios, a combinação linear delas será esacionária. O conceio de coinegração expressa esse fao. Por exemplo, se duas variáveis x e y seguem um rumo aleaório, mas a variável z = x»y é esacionária, diz-se que x e y são coinegradas e» é denominado parâmero de coinegração, podendo ser esimado aravés de procedimeno de regressão pelo méodo dos mínimos quadrados ordinários. Poseriormene, os resíduos desa regressão podem ser empregados no ese da coinegração de x e y. Para Sanvicene (1998, p. 06), em ermos econômicos operacionais, se dois mercados forem informacionalmene eficienes, os preços de seus aivos não poderão ser coinegrados. Em mercados coinegrados, variações de preços em um dos mercados coneriam informações que permiiriam prever o comporameno do ouro mercado. Por ouro lado, se duas séries não forem coinegradas, os preços em um dos mercados já refleiriam oda informação disponível, e os valores hisóricos de preços no mercado B não coneriam informações úeis para a previsão de variações de preços em A. Para Granger (1969), séries coinegradas desempenhariam papéis similares no processo de diversificação de invesimenos. A eoria da coinegração foi desenvolvida originalmene por Engle e Granger (1987). Pyndyc e Rubinfeld (1998) esabeleceram a sua imporância com base em razões que exrapolam o seu uso como diagnósico em regressões lineares. Para analisar se duas séries são coinegradas, deve-se verificar se ambas seguem rumos aleaórios, aplicando-se o ese de Dicey-Fuller na verificação do fao de x e y serem esacionários. Para verificar a coinegração, deve-se efeuar a seguine regressão com base no méodo dos mínimos quadrados ordinários: Poseriormene, deve-se esar os resíduos, verificando a sua esacionariedade. A hipóese esada consise no fao de não ser esacionário, ou seja, esa-se a hipóese de não exisência da coinegração, o que pode ser feio de duas formas disinas: aravés do ese de Dicey-Fuller, ou aravés da análise da esaísica de Durbin-Wason. A esaísica de Durbin-Wason, ou, simplesmene, DW, pode ser apresenada como: DW e e e 1. Se e for caracerizado por rumo aleaório, o valor esperado de e e. 1 é zero e a esaísica DW deve apresenar um valor próximo a zero. Assim, esa-se a hipóese de DW ser nula. Segundo Sanvicene (1998, p. 07), poseriormene, o enfoque de Engle e Granger (1987) foi esendido para um conexo mulivariado por Johansen (1991 e 1995). De forma similar, ese úlimo ese esabelece como hipóese nula a não exisência de inegração enre as séries analisadas. Y 58 Revisa Gesão e Planejameno Ano 5 Nº 9 Salvador jan./jun. 004 P

8 A EFICIÊNCIA INFORMACIONAL DO MERCADO DE ADRS BRASILEIROS: UMA ANÁLISE COM TESTES DE AUTO-CORRELAÇÃO, RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO. O modelo geral de Johansen pode ser apresenado por meio da equação seguine: S S S rs Onde : S = veor de dimensões [p x 1] de índices na daa, r = mariz p x p de parâmeros, = veor de dimensões [p x 1] de inercepos, p = número de elemenos do veor, correspondendo ao número de séries analisadas. Convém ressalar que a mariz possibilia idenificar a exisência de relação dinâmica de longo prazo enre os elemenos do veor de séries analisadas. As evidências dependerão do ran da mariz, sendo possíveis os seguines casos : a) Quando o ran da mariz r é igual a zero, a equação anerior se reduz a um modelo de auo regressão veorial (VAR) sem resrição; b) Quando o ran da mariz r é igual ao número de séries analisadas, odas as séries são esacionárias; c) Quando o ran da mariz r é maior do que zero e menor do que o número oal de séries, exisem indícios de coinegração. Alguns rabalhos empíricos sobre coinegração de mercados podem ser mencionados. Por exemplo, após analisar 113 ADRs de oio diferenes países, Jiang (1998) concluiu que apenas rês dos oio pares de porfólios analisados apresenaram-se coinegrados. Tal fao sugere que invesidores, com longos prazos de aplicações dos recursos, não podem assumir que os ADRs sejam equivalenes aos seus respecivos porfólios domésicos. Sanvicene (1998) analisou a coinegração do mercado brasileiro de janeiro de 1986 a dezembro de 1997, inervalo poseriormene subdividido em rês períodos disinos. Em nenhum dos períodos analisados o mercado brasileiro, represenado pelo Ibovespa, revelou-se coinegrado com o mercado nore-americano, represenado pelo índice Dow Jones Indusrial Average que represena a performance de ações de empresas radicionais negociadas na Bolsa de Valores de Nova Iorque. 3 DADOS COLETADOS E RESULTADOS OBTIDOS As hipóeses cenrais dese esudo buscavam esar a quesão da eficiência fraca dos mercados de capiais. Em um mercado eficiene, as informações relevanes seriam pronamene refleidas nos preços. Dados hisóricos são incapazes de indicar o comporameno fuuro dos preços, que seriam caracerizados por um processo do ipo rumo aleaório, definido no capíulo que raa do méodo e da meodologia dese esudo. O par de hipóeses cenrais da pesquisa foi formulado com o objeivo de analisar a eficiência informacional fraca do mercado de ADRs brasileiros. As hipóeses consisiram em: H,0 O mercado de ADRs brasileiros em bolsas nore-americanas é informacionalmene eficiene; H,1 O mercado de ADRs brasileiros em bolsas nore-americanas não é informacionalmene eficiene. Para poder operacionalizar o conceio de eficiência informacional fraca, ese foi subsiuído pelo conceio de série que segue um passeio aleaório. Em mercados informacionalmene eficienes na forma fraca, informações passadas não são relevanes na predição de seu comporameno fuuro. As coações são caracerizadas pela presença de ruído branco. Assim, o par anerior de hipóeses foi alerado para: H,0 Os reornos dos ADRs brasileiros seguem um passeio aleaório; H,1 Os reornos dos ADRs brasileiros não seguem um passeio aleaório. A presença de passeio aleaório foi analisada mediane eses de raízes uniárias e coinegração e a amosra pesquisada foi exraída da base de dados Economáica, sendo composa por odas as séries de coações de ADRs disponíveis em fevereiro de 00, sem resrições. Obevese as coações de 39 ADRs brasileiros. Foram igualmene coleadas as coações do índice S&P 500. Para odos os aivos esudados, foram coleadas as coações de fechameno em dólares nore-americanos em diferenes períodos conforme discuido a seguir. Ano 5 Nº 9 Salvador jan./jun. 004 P Revisa Gesão e Planejameno 59

9 ADRIANO LEAL BRUNI TABELA 1. RELAÇÃO DE ADRS BRASILEIROS ANALISADOS. 3.1 SÍNTESE DOS TESTES DE AUTO-CORRELAÇÃO Os eses de auo-correlação foram feios com base na esaísica Q de Ljung e Box (1979), apresenada poseriormene como Q-Sa, e seus respecivos níveis de significância (apresenados na coluna denominada Prob.). Todos os valores obidos esão apresenados na Tabela. Os números enre parêneses correspondem à defasagem analisada. Conforme esabelecido por Eviews (1998), a esaísica Q é sempre empregada como um ese da presença de ruído branco na série de dados analisada. Na práica, o maior problema decorrene da sua aplicação consise na definição do número de defasagens a analisar. Caso um pequeno número de defasagens seja escolhido, o ese pode não deecar correlações seriais significaivas em defasagens de maiores ordens. Por ouro lado, um número grande de defasagens pode reduzir o poder do ese já que correlações significaivas em uma deerminada defasagem podem ser diluídas por correlações não significaivas em ouras defasagens. Segundo eses apresenados em Sanvicene (1998), os resulados dese presene esudo foram obidos considerando um número de defasagens igual a quaro. A hipóese nula do ese Q de Ljung e Box esabelece a presença de correlação serial significaiva na defasagem sob análise. Segundo os valores presenes na abela anerior, em odas as defasagens e em odos os casos analisados, não foi possível deecar nenhum nível significaivo de auo-correlação. Assim, de um modo geral, os resulados dos eses de correlação serial confirmam os resulados dos eses não paraméricos de aleaoriedade para as séries: é possível consaar a eficiência informacional fraca das séries de ADRs brasileiros negociados em bolsas nore-americanas. TABELA. RESULTADOS DOS TESTES DE AUTO- CORRELAÇÃO. Variável Q-Sa (1) Prob. (1) Q-Sa () Prob. () Q-Sa (3) Prob. (3) Q-Sa (4) Prob. (4) LN_ABV LN_ARA LN_BBD LN_BBQCY LN_BITPY LN_BRP LN_BTM LN_CAIFY LN_CAIGY LN_CBD LN_CEMCY LN_CESQY LN_CIG LN_ELP LN_EMT LN_ERJ LN_GGB LN_GLCBY LN_PBR LN_PBRA LN_PDA LN_PNE LN_RIOPR LN_SP LN_SDA LN_SID LN_TBE LN_TBH LN_TCN LN_TCP LN_TMB LN_TND LN_TNE LN_TRO LN_TSD LN_TSP LN_TSU LN_UBB LN_UGP LN_VCP SÍNTESE DOS TESTES DE RAIZES UNITÁRIAS Inicialmene, as hipóeses foram esadas mediane o emprego de eses de raízes uniárias. Dois conjunos de procedimenos disinos foram empregados, represenados pelos eses de Dicey-Fuller ampliado (ADF) e o ese de Phillips- Perron (PP). Conforme desacado no capíulo que raa da modelagem economérica dese esudo, a hipóese nula dos eses de raízes uniárias esabelece que a série é esacionária, com. A não rejeição da hipóese nula indica uma série esacionária, o que ocorre quando o valor absoluo da esaísica ese não excede os valores críicos da esaísica MacKinnon-DF. Nesa siuação, não é possível rejeiar a hipóese de que a série emporal seja esacionária. Porém, se calculado for maior que o valor críico, a série emporal é considerada não esacionária. Assim, o procedimeno economérico aplicado envolveu o ese do segundo par modificado de hipóeses, apresenado como: H,0 (RU) As séries analisadas são esacionárias; H,1 (RU) As séries analisadas não são esacionárias. Código ABV 1 ARA BBD BBQCY BITPY BRP BTM CAIFY CAIGY CBD CEMCY CESQY CIG ELP EMT ERJ GGB GLCBY PBR PBRA Ação Ambev AD Aracruz A Bradesco A Bradesco A Iaubanco A Brasil T Par Brasil Telec Elerobras A Elerobras A Pao de Acuca Cemig AD Cesp AD Cemig AD Copel AD Embrael Par Embraer A Gerdau AD Globo Cabo Perobras A Perobras A 60 Revisa Gesão e Planejameno Ano 5 Nº 9 Salvador jan./jun. 004 P

10 A EFICIÊNCIA INFORMACIONAL DO MERCADO DE ADRS BRASILEIROS: UMA ANÁLISE COM TESTES DE AUTO-CORRELAÇÃO, RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO. O número de raízes uniárias conida na série, ou o número de operações diferenciais necessárias para ornar a série esacionária represena a ordem da inegração da série. Em um processo caracerizado por rumo aleaório, exise apenas uma raiz uniária, sendo uma série do ipo I(1). Quando uma série emporal é diferenciada uma vez, e a série diferenciada enconrada é esacionária, diz-se que a série original com caminho aleaório é inegrada de ordem 1, indicada por I(1). Dessa forma, conforme desacado por Kawaasu (1998, pp. 1-15), os eses ADF e PP são realizados em um primeiro insane com os dados da série original e, poseriormene, com os dados da primeira diferença da série. A presença de raiz uniária é caracerizada ou seja, aceia esaisicamene quando se aceia a hipóese nula para os dados da série original e rejeia-se a hipóese nula para os dados da primeira diferença. A Tabela 3 exibe uma sínese dos resulados enconrados. Foram realizados 156 eses, correspondendo aos 39 aivos analisados (38 ADRs brasileiros e o índice S&P 500, disponíveis no Economáica em 14/0/00) muliplicados pelos quaro eses feios (ADF e PP, para a série original e para a primeira diferença, 39 aivos x 4 diferenes eses =156 eses realizados). Convém ressalar que odos os eses de raízes uniárias foram feios considerando-se a exisência de inercepo e endência. As colunas da Tabela 3 represenam as seguines variáveis : Aivo: corresponde ao aivo analisado (ADRs brasileiros e índice S&P 500), Início: refere-se à primeira coação de fechameno disponibilizada pelo Economáica, No.Fco.: represena a quanidade de coações de fechameno disponibilizadas pelo Economáica enre a daa de início e o dia 0/01/00, ADF(0): represena a esaísica ese do ese Dicey-Fuller ampliado (ADF), calculada para a série de coações de fechameno dos diferenes aivos analisados, ADF(1): represena a esaísica ese do ese Dicey-Fuller ampliado (ADF), calculada para a primeira diferença da série de coações de fechameno dos diferenes aivos analisados, PP(0): represena a esaísica ese do ese de Phillips-Perron (PP) calculada para a série de coações de fechameno dos diferenes aivos analisados, PP(1): represena a esaísica ese do ese de Phillips-Perron (PP) calculada para a primeira diferença da série de coações de fechameno dos diferenes aivos analisados. Convém ressalar que os símbolos * ou ** apresenados com as esaísicas ADF e PP correspondem à rejeição da hipóese nula com níveis de significância iguais a 5% ou 1%, respecivamene. De um modo geral, ambos os eses realizados permiiram aceiar a hipóese de que os ADRs brasileiros são caracerizados pela presença de raiz uniária, o que demarca processos de rumo aleaório. As esaísicas dos eses aplicados sobre as séries inegrais indicaram a presença de raízes uniárias com a aceiação das hipóeses nulas. Por ouro lado, a análise das primeiras diferenças conduziu a uma rejeição das hipóeses nulas o que confirma a exisência de apenas uma raiz uniária. TABELA 3. RESULTADOS DOS TESTES DE RAIZ UNITÁRIA (FINAL DAS SÉRIES EM 0/01/0). Aivo Início No.Fco. ADF(0) ADF(1) PP(0) PP(1) ABV (Ambev ADR) 04/06/ ** ** ARA (Aracruz ADR) 1/09/ ** ** BBD (Bradesco ADR) 1/11/ ** * BBQCY (Bradesco ADR) 6/10/ ** ** ** BITPY (Iaubanco ADR) 15/08/ ** ** BRP (Brasil T Par ADR) 16/11/ ** ** BTM (Brasil Telec ADR) 16/11/ ** ** * CAIFY (Elerobras ADRO) 15/11/ * ** CAIGY (Elerobras ADRP) 31/08/ ** ** CBD (Pao de Acucar ADR) 0/06/ ** ** CEMCY (Cemig ADR) 6/08/ ** ** CESQY (Cesp ADR) /10/ ** ** CIG (Cemig ADR) 04/09/ ** ** ELP (Copel ADR) 30/07/ ** ** EMT (Embrael Par ADR) 16/11/ ** ** ERJ (Embraer ADR) 1/07/ ** ** GGB (Gerdau ADR) 11/08/ ** ** GLCBY (Globo Cabo ADR) 01/11/ ** ** PBR (Perobras ADRO) 10/08/ ** ** PBRA (Perobras ADR) 8/09/ ** ** PDA (Perdigao ADR) /11/ ** PNE (Copene ADR) /1/ ** ** RIOPR (Vale Rio Doce ADR) 1/06/ ** ** S&P500 1/09/ ** ** SDA (Sadia SA ADR) 11/04/ ** ** SID (Sid Nacional ADR) 14/11/ ** ** TBE (Tele Lese Celular ADR) 17/11/ ** ** TBH (Telebras - RCTB ADR) 06/08/ ** ** TCN (Tele Nore Celular ADR) 17/11/ ** ** TCP (Telesp Cel Par ADR) 17/11/ ** ** TMB (Telemig Celul Par ADR) 17/11/ ** ** TND (Tele Nordese Celul ADR) 17/11/ ** ** TNE (Telemar ADR) 17/11/ ** ** TRO (Tele Cenroese Cel ADR) 17/11/ ** ** TSD (Tele Sudese Celula ADR) 17/11/ ** ** TSP (Telesp Operac ADR) 17/11/ ** ** TSU (Tele Celular Sul ADR) 16/11/ ** ** UBB (Unibanco ADR) 04/06/ ** ** UGP (Ulrapar ADR) 07/10/ ** ** VCP (Vooranim C P ADR) 14/04/ ** ** Observação: * ou ** significaivo, respecivamene, a 5% ou 1%. De forma similar aos resulados apresenados por Sanvicene (1998, p. 08), aqueles aqui enconrados indicaram que as hipóeses de raízes uniárias para os níveis dos índices não poderiam ser rejeiadas. Porém, a rejeição significaiva da exisência de raízes uniárias para as primeiras diferenças das duas séries indicaram que as variações das séries de fechameno eram esacionárias, obedecendo a um processo do ipo rumo aleaório. Ficou, caracerizada, porano, a eficiência informacional Ano 5 Nº 9 Salvador jan./jun. 004 P Revisa Gesão e Planejameno 61

11 ADRIANO LEAL BRUNI das séries de ADRs na forma fraca, endo eses sido analisados em ermos individuais. As conclusões do ese de Dicey-Fuller ampliado (ADF) e do ese de Phillips-Perron (PP) em quase nada divergiram, endo sido muio coerenes no esudo. Dos 38 ADRs analisados, 36 revelaram a presença clara de raízes uniárias em ambos os procedimenos. Divergências foram enconradas nos aivos BBQCY (Bradesco ADR) e BTM (Brasil Telec ADR) que se revelaram esacionários nos eses de Dicey-Fuller ampliado com a rejeição das hipóeses nulas para a série inegral e sua primeira diferença. Conudo, a aplicação do ese de Phillips-Perron (PP) evidenciou a presença de raízes uniárias em ambos com a aceiação de H 0 em PP(0) e sua rejeição em PP(1). A análise da série de coações de fechameno do índice S&P 500 foi feia para permiir os eses de coinegração poseriores. De forma similar aos ouros aivos analisados, a série revelou-se caracerizada pela presença de uma única raiz uniária. As esaísicas calculadas ADF(0) e PP(0) conduziram à aceiação de H 0, que foi rejeiada em ADF(1) e PP(1). 3.3 SÍNTESE DOS TESTES DE COINTEGRAÇÃO As análises de rumo aleaório efeuadas na seção anerior dese capíulo, com base nos eses de Dicey-Fuller ampliado e de Phillips-Perron, concordaram, de um modo geral, com a hipóese de exisência de rumo aleaório e eficiência informacional fraca dos mercados, analisados individualmene. O fao de duas séries serem, enreano, individualmene eficienes não implica em que oda informação passada relevane eseja incorporada nos preços de um mercado, se o ouro mercado coniver informações úeis e imporanes para a análise do comporameno do primeiro mercado. Assim, orna-se necessário, em eses de eficiência informacional fraca de mercados financeiros, a análise da evenual coinegração das séries. Nese esudo, a análise de coinegração foi feia em relação ao índice S&P 500, manido e aualizado pela Sandard e Poors e que mede a performance do mercado acionário nore-americano, aravés das coações das 500 ações mais relevanes. A razão para uma análise relaiva ao índice S&P 500 deve-se à consane associação por pare da imprensa nacional enre a performance do índice e a conseqüene inerferência no mercado domésico brasileiro, conforme apresenado por Sanvicene (1998, p. 01). Os eses de coinegração foram feios com base nos procedimenos de Durbin-Wason e Johansen TESTE COM BASE NA ESTATÍSTICA DE DURBIN-WATSON Conforme esabelecido por Kawaasu (1998, pp ), se duas séries coném raízes uniárias, pode-se esar de forma preliminar a coinegração de ambas mediane o emprego da esaísica de Durbin-Wason obida dos procedimenos de regressão linear por mínimos quadrados ordinários das duas séries analisadas. As hipóeses do ese podem ser apresenadas como : H,0 (DW) As séries de ADRs analisadas não apresenam coinegração com o índice S&P 500 (DW=0); H,1 (DW) As séries de ADRs analisadas apresenam coinegração com o índice S&P 500 (DW 0). Uma sínese dos valores enconrados para as esaísicas de Durbin-Wason esão apresenados na Tabela 4. De um modo geral, os eses das esaísicas de Durbin-Wason não foram capazes de rejeiar a hipóese nula, que esabelece a não exisência de coinegração o que ocorreu em 34 das 38 séries analisadas. Apenas as séries dos logarimos neperianos dos ADRs do Bradesco (LN_BBD, DW = 0.734***), Iaubanco (LN_BITPY, DW = 0.394**), Brasil Telecom (LN_BTM, DW = 0.676***) e Perobrás (LN_PBRA, DW = 0.409**) apresenaram valores significaivos de DW, que possibiliaram a aceiação da hipóese de exisência de coinegração TESTE COM BASE NA ESTATÍSTICA DE JOHANSEN Oura forma de análise da hipóese acerca da coinegração dos mercados consise na aplicação do ese de Johansen que, conforme mencionado no capíulo que aborda a modelagem economérica, esendeu os esudos de Engle e Granger (1988) para 6 Revisa Gesão e Planejameno Ano 5 Nº 9 Salvador jan./jun. 004 P

12 A EFICIÊNCIA INFORMACIONAL DO MERCADO DE ADRS BRASILEIROS: UMA ANÁLISE COM TESTES DE AUTO-CORRELAÇÃO, RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO. um conexo mulivariado. Foram analisadas as mesmas hipóeses esabelecidas no ese de Durbin-Wason, com a hipóese nula esabelecendo a inexisência de coinegração. Esudou-se a evenual coinegração da série de ADRs brasileiros com o índice S&P 500. Em função da análise de duas séries, o ese de Johansen buscou deecar a exisência de um veor de coinegração significane sob o pono de visa esaísico. TABELA 4. RESULTADOS DAS ESTATÍSTICAS DW. Conforme sugerido em Sanvicene (1998, p. 07), o ese foi realizado assumindo-se a presença de uma endência deerminísica linear nos dados. Variável DW Variável DW Variável DW LN_ABV LN_ELP LN_TBH LN_ARA LN_EMT LN_TCN LN_BBD LN_ERJ LN_TCP LN_BBQCY LN_GGB LN_TMB LN_BITPY LN_GLCBY LN_TND LN_BRP LN_PBR LN_TNE LN_BTM LN_PBRA LN_TRO LN_CAIFY LN_PDA LN_TSD LN_CAIGY LN_PNE LN_TSP LN_CBD LN_RIOPR LN_TSU 0.05 LN_CEMCY LN_SDA LN_UBB LN_CESQY LN_SID LN_UGP LN_CIG LN_TBE LN_VCP Em relação à abela 5, a série LN_PDA apresenou um número de dados da amosra insuficiene para o ese. Nenhuma das séries apresenou um número de veores de coinegração significanes. A coluna Quociene apresena quociene de verossimilhança para o ese. O valor críico do ese de Johansen para os casos analisados é igual a 1,5, considerando-se um nível de significância de 5% e igual a 16,6, considerando um nível de significância de 1%. O sinal * ou ** denoa rejeição da hipóese da não exisência de coinegração para um nível de significância igual a 5% ou 1%, respecivamene. TABELA 5. RESULTADOS DOS TESTES DE COINTEGRAÇÃO (JOHANSEN, S&P 500). Variável Quociene Variável Quociene Variável Quociene LN_ABV LN_ARA LN_BBD LN_BBQCY * LN_BITPY LN_BRP LN_BTM ** LN_CAIFY LN_CAIGY LN_CBD LN_CEMCY LN_CESQY * LN_CIG.7168 LN_ELP LN_EMT LN_ERJ LN_GGB LN_GLCBY LN_PBR * LN_PBRA LN_PNE LN_RIOPR LN_SDA LN_SID LN_TBE LN_TBH LN_TCN LN_TCP LN_TMB LN_TND LN_TNE LN_TRO LN_TSD LN_TSP LN_TSU LN_UBB LN_UGP * LN_VCP Uma sínese dos principais resulados obidos após a aplicação dos eses de coinegração de Johansen pode ser visa na Tabela 5. Os 38 programas de ADRs foram analisados, com exceção do programa de ADRs da Perdigão (LN_PDA) que apresenou um número insuficiene de dados para a execução dos eses. Os resulados obidos foram, de um modo geral, coerenes com os resulados dos eses de Durbin-Wason. Para odos os casos, o número de veores de coinegração significanes foi igual a zero o que indica a não exisência de coinegração. Os valores dos quocienes de verossimilhança foram inferiores ao valor críico (1,5) em 3 dos 38 ADRs esudados. A hipóese nula que esabelece a não exisência de coinegração foi rejeiada apenas em relação aos ADRs do Bradesco (LN_BBQCY, quociene de verossimilhança igual a *), da Brasil Telecom (LN_BTM, quociene de verossimilhança igual a **), da Cesp (LN_CESQY, quociene de verossimilhança igual a *), da Perobrás (LN_PBR, quociene de verossimilhança igual a *) e da Ulrapar (LN_UGP, quociene de verossimilhança igual a *). A aceiação da não exisência de coinegração, seja nos eses de Durbin-Wason, seja nos eses de Johansen, apresena-se coerene com a hipóese de eficiência informacional fraca Ano 5 Nº 9 Salvador jan./jun. 004 P Revisa Gesão e Planejameno 63

13 ADRIANO LEAL BRUNI dos mercados: séries hisóricas de um mercado não revelaram coner informações úeis para a predição do comporameno do ouro mercado. Além disso, se os mercados não são coinegrados, ainda permanecem oporunidades de redução de riscos aravés da diversificação de invesimenos enre os dois mercados analisados, noadamene o mercado formado por aivos brasileiros represenado pelos ADRs de companhias nacionais, e o mercado nore-americano represenado pelo índice S&P 500. REFERÊNCIAS BRUNI, A. L. & FAMÁ, R. Modern porfolio heory : is i possible o mae use of is benefis in praice? Anais do BALAS enconro anual da Business Associaion of Lain American Sudies, 1999, pp CAMPBELL, J. Y., LO, A. W. & MACKINLAY, A. C. The economerics of financial mares. Nova Jersey (EUA): Princeon Universiy Press, DICKEY, D.A. & FULLER, W.A. Disribuion of he esimaors for auoregressive ime series wih a uni roo. Journal of he American Saisical Associaion, 1979, 74, pp ENGLE, R. F. & GRANGER, C.W.J. Co-inegraion and error correcion: represenaion, esimaion, and esing. Economerica, 1987, v. 55, pp GALDÃO, A. & FAMÁ, R. Avaliação da eficiência na precificação de ações negociadas no Brasil por ese de volailidade. Anais do II SemeAD FEA/USP, 1997, pp GRANGER, C. W..J. Invesigaing causal relaions by economeric models and cross-specral mehods. Economerica, 1969, v. 37, pp GUJARATI, D. N. Economeria básica. São Paulo: Maron, 000. GUY, J. R. F. The behavior of equiy securiies on he German Soc Exchange. Journal of Baning and Finance, 1977, v. 01, pp HARVEY, C. The cross-secion of volailiy and auocorrelaion in emerging mares. Finanzmar und Porofolio Managemen, 1995a, v. 09, pp HAUGEN, R. A. The new finance : he case agains efficien mares. New Jersey : Prenice-Hall, JOHANSEN, S. Esimaion and hypohesis esing of coinegraion vecors in gaussian vecor auoregressive models. Economerica, 1991, v. 59, pp JOHANSEN, S. Lielihood-based inference in coinegraed vecor auoregressive models. Londres (Inglaerra): Oxford Universiy Press, KAWAKATSU, H. A compuer handboo using Eviews. Boson (EUA): Irvin McGraw-Hill, KENDAL, M. G. The analysis of economic ime-series, par I, prices. Journal of Royal Saisical Sociey, 1953, pp MACKINNON, J.G. Criical values for coinegraion ess. In Engle, R. F. & Granger, C.W.J., ediores, Long-run economic relaionships: readings in coinegraion.. Oxford Universiy Press, MOBAREK, A. & KEASEY, K. Wea form mare efficiency of an emerging Mare: Evidence from Dhaa soc mare of Bangladesh. Texo apresenado à conferência da ENBS em maio, 000. Exraído de hp:// enbs-papers-pdfs/mobare-new.pdf em 0/03/00. PHILLIPS, P.C.B. & PERRON, P. Tesing for a uni roo in ime series regression. Biomeria, 1988, v. 75, PINDYCK, R. S. & RUBINFIELD, D. L. Economeric models and economic forecas. 4. ed. Nova Iorque (EUA): Irvin/ McGraw-Hill, POSHOKWALE, S. Evidence on he wea form efficiency and he day of he wee effec in Indian Soc Mare. Finance India, 1996, v. 10, n. 3, pp ROSENTHAL, L. An empirical es of he efficiency of he ADR mare. Journal of Baning and Finance, 1983, v. 7(1), pp ROUX, F. J. P. & GILBERTSON, B. P. The behavior of share prices on he Johannesburg Soc Exchange. Journal of Business Finance and Acconing, 1978, v. 05, summer, pp SANVICENTE, A. Z. A inegração do mercado brasileiro de ações ao mercado inernacional: uma aplicação de análise de coinegração. Relaório de pesquisa do IBMEC, SOLNIK, B. H. Noe on he validiy of he randon wal for european soc prices. Journal of Finance, 1973, v. 8, pp WEBSTER, T. J. American deposiary receips, lising and mare efficiency: hree case sudies. The Mid-Alanic Journal of Business, v. 34, n. 03, 1998, pp Revisa Gesão e Planejameno Ano 5 Nº 9 Salvador jan./jun. 004 P

Uma Análise da Eficiência Informacional do Mercado de ADRs Brasileiros com Base em Testes de Auto-Correlação, Raiz Unitária e Cointegração.

Uma Análise da Eficiência Informacional do Mercado de ADRs Brasileiros com Base em Testes de Auto-Correlação, Raiz Unitária e Cointegração. Uma Análise da Eficiência Informacional do Mercado de ADRs Brasileiros com Base em Teses de Auo-Correlação, Raiz Uniária e Coinegração. Auoria: Adriano Leal Bruni, Rubens Famá Resumo A hipóese de eficiência

Leia mais

Centro Federal de EducaçãoTecnológica 28/11/2012

Centro Federal de EducaçãoTecnológica 28/11/2012 Análise da Dinâmica da Volailidade dos Preços a visa do Café Arábica: Aplicação dos Modelos Heeroscedásicos Carlos Albero Gonçalves da Silva Luciano Moraes Cenro Federal de EducaçãoTecnológica 8//0 Objevos

Leia mais

TOMADA DE DECISÃO EM FUTUROS AGROPECUÁRIOS COM MODELOS DE PREVISÃO DE SÉRIES TEMPORAIS

TOMADA DE DECISÃO EM FUTUROS AGROPECUÁRIOS COM MODELOS DE PREVISÃO DE SÉRIES TEMPORAIS ARTIGO: TOMADA DE DECISÃO EM FUTUROS AGROPECUÁRIOS COM MODELOS DE PREVISÃO DE SÉRIES TEMPORAIS REVISTA: RAE-elerônica Revisa de Adminisração de Empresas FGV EASP/SP, v. 3, n. 1, Ar. 9, jan./jun. 2004 1

Leia mais

RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO: TR S

RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO: TR S RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO: TR S APLICA ES Marina Silva Cunha 1. INTRODUÇÃO Segundo Fava & Cai (1995) a origem da discussão sobre a exisência de raiz uniária nas séries econômicas esá no debae sobre

Leia mais

PREÇOS DE PRODUTO E INSUMO NO MERCADO DE LEITE: UM TESTE DE CAUSALIDADE

PREÇOS DE PRODUTO E INSUMO NO MERCADO DE LEITE: UM TESTE DE CAUSALIDADE PREÇOS DE PRODUTO E INSUMO NO MERCADO DE LEITE: UM TESTE DE CAUSALIDADE Luiz Carlos Takao Yamaguchi Pesquisador Embrapa Gado de Leie e Professor Adjuno da Faculdade de Economia do Insiuo Vianna Júnior.

Leia mais

COMPORTAMENTO DOS PREÇOS DO ETANOL BRASILEIRO: DETERMINAÇÃO DE VARIÁVEIS CAUSAIS

COMPORTAMENTO DOS PREÇOS DO ETANOL BRASILEIRO: DETERMINAÇÃO DE VARIÁVEIS CAUSAIS Naal/RN COMPORTAMENTO DOS PREÇOS DO ETANOL BRASILEIRO: DETERMINAÇÃO DE VARIÁVEIS CAUSAIS André Assis de Salles Escola Poliécnica - Universidade Federal do Rio de Janeiro Cenro de Tecnologia Bloco F sala

Leia mais

2. Referencial Teórico

2. Referencial Teórico 15 2. Referencial Teórico Se os mercados fossem eficienes e não houvesse imperfeições, iso é, se os mercados fossem eficienes na hora de difundir informações novas e fossem livres de impedimenos, índices

Leia mais

exercício e o preço do ativo são iguais, é dito que a opção está no dinheiro (at-themoney).

exercício e o preço do ativo são iguais, é dito que a opção está no dinheiro (at-themoney). 4. Mercado de Opções O mercado de opções é um mercado no qual o iular (comprador) de uma opção em o direio de exercer a mesma, mas não a obrigação, mediane o pagameno de um prêmio ao lançador da opção

Leia mais

O EFEITO PASS-THROUGH DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE OS PREÇOS AGRÍCOLAS CLEYZER ADRIAN CUNHA (1) ; ALEX AIRES CUNHA (2).

O EFEITO PASS-THROUGH DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE OS PREÇOS AGRÍCOLAS CLEYZER ADRIAN CUNHA (1) ; ALEX AIRES CUNHA (2). O EFEITO PASS-THROUGH DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE OS PREÇOS AGRÍCOLAS CLEYZER ADRIAN CUNHA (1) ; ALEX AIRES CUNHA (2). 1.UNIVERSIDADE FEDERAL DE GOIÁS, GOIANIA, GO, BRASIL; 2.UNIVERSIDADE FEDERAL DE VIÇOSA,

Leia mais

PREVISÃO DE INFLAÇÃO EM CABO VERDE POR MEIO DE VETORES AUTOREGRESSIVOS

PREVISÃO DE INFLAÇÃO EM CABO VERDE POR MEIO DE VETORES AUTOREGRESSIVOS PREVISÃO DE INFLAÇÃO EM CABO VERDE POR MEIO DE VETORES AUTOREGRESSIVOS Resumo Anônio José Medina dos Sanos Bapisa Rubicleis Gomes da Silva O objeivo do rabalho foi esimar um modelo de correção de erro

Leia mais

Modelo ARX para Previsão do Consumo de Energia Elétrica: Aplicação para o Caso Residencial no Brasil

Modelo ARX para Previsão do Consumo de Energia Elétrica: Aplicação para o Caso Residencial no Brasil Modelo ARX para Previsão do Consumo de Energia Elérica: Aplicação para o Caso Residencial no Brasil Resumo Ese rabalho propõe a aplicação do modelo ARX para projear o consumo residencial de energia elérica

Leia mais

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

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

Leia mais

O EFEITO DIA DO VENCIMENTO DE OPÇÕES NA BOVESPA 1

O EFEITO DIA DO VENCIMENTO DE OPÇÕES NA BOVESPA 1 O EFEITO DIA DO VENCIMENTO DE OPÇÕES NA BOVESPA 1 Paulo J. Körbes 2 Marcelo Marins Paganoi 3 RESUMO O objeivo dese esudo foi verificar se exise influência de evenos de vencimeno de conraos de opções sobre

Leia mais

COINTEGRAÇÃO E CAUSALIDADE ENTRE AS TAXAS DE JURO E A INFLAÇÃO EM PORTUGAL

COINTEGRAÇÃO E CAUSALIDADE ENTRE AS TAXAS DE JURO E A INFLAÇÃO EM PORTUGAL COINTEGRAÇÃO E CAUSALIDADE ENTRE AS TAAS DE JURO E A INFLAÇÃO EM PORTUGAL JORGE CAIADO 1 Deparameno de Maemáica e Informáica Escola Superior de Gesão Insiuo Poliécnico de Caselo Branco Resumo No presene

Leia mais

4 Cenários de estresse

4 Cenários de estresse 4 Cenários de esresse Os cenários de esresse são simulações para avaliar a adequação de capial ao limie de Basiléia numa deerminada daa. Sua finalidade é medir a capacidade de o PR das insiuições bancárias

Leia mais

FATORES CONDICIONANTES DO VOLUME DE CONTRATOS FUTUROS DE SOJA NEGOCIADOS NA BOLSA DE MERCADORIAS & FUTUROS (BM & FBOVESPA)

FATORES CONDICIONANTES DO VOLUME DE CONTRATOS FUTUROS DE SOJA NEGOCIADOS NA BOLSA DE MERCADORIAS & FUTUROS (BM & FBOVESPA) FATORES CONDICIONANTES DO VOLUME DE CONTRATOS FUTUROS DE SOJA NEGOCIADOS NA BOLSA DE MERCADORIAS & FUTUROS (BM & FBOVESPA) Faores condicionanes do volume de conraos fuuros de soja... 243 Facors for he

Leia mais

Modelos Econométricos para a Projeção de Longo Prazo da Demanda de Eletricidade: Setor Residencial no Nordeste

Modelos Econométricos para a Projeção de Longo Prazo da Demanda de Eletricidade: Setor Residencial no Nordeste 1 Modelos Economéricos para a Projeção de Longo Prazo da Demanda de Elericidade: Seor Residencial no Nordese M. L. Siqueira, H.H. Cordeiro Jr, H.R. Souza e F.S. Ramos UFPE e P. G. Rocha CHESF Resumo Ese

Leia mais

Taxa de Câmbio e Taxa de Juros no Brasil, Chile e México

Taxa de Câmbio e Taxa de Juros no Brasil, Chile e México Taxa de Câmbio e Taxa de Juros no Brasil, Chile e México A axa de câmbio consiui variável fundamenal em economias aberas, pois represena imporane componene do preço relaivo de bens, serviços e aivos, ou

Leia mais

Taxa de Juros e Desempenho da Agricultura Uma Análise Macroeconômica

Taxa de Juros e Desempenho da Agricultura Uma Análise Macroeconômica Taxa de Juros e Desempenho da Agriculura Uma Análise Macroeconômica Humbero Francisco Silva Spolador Geraldo San Ana de Camargo Barros Resumo: Ese rabalho em como obeivo mensurar os efeios das axas de

Leia mais

Instituto de Tecnologia de Massachusetts Departamento de Engenharia Elétrica e Ciência da Computação. Tarefa 5 Introdução aos Modelos Ocultos Markov

Instituto de Tecnologia de Massachusetts Departamento de Engenharia Elétrica e Ciência da Computação. Tarefa 5 Introdução aos Modelos Ocultos Markov Insiuo de Tecnologia de Massachuses Deparameno de Engenharia Elérica e Ciência da Compuação 6.345 Reconhecimeno Auomáico da Voz Primavera, 23 Publicado: 7/3/3 Devolução: 9/3/3 Tarefa 5 Inrodução aos Modelos

Leia mais

PROJEÇÃO DO PREÇO FUTURO DE UMA AÇÃO DA USIMINAS: UMA ABORDAGEM ECONOMÉTRICA

PROJEÇÃO DO PREÇO FUTURO DE UMA AÇÃO DA USIMINAS: UMA ABORDAGEM ECONOMÉTRICA 3 PROJEÇÃO DO PREÇO FUTURO DE UMA AÇÃO DA USIMINAS: UMA ABORDAGEM ECONOMÉTRICA PROJEÇÃO DO PREÇO FUTURO DE UMA AÇÃO DA USIMINAS: UMA ABORDAGEM ECONOMÉTRICA Felipe Lacerda Diniz Leroy 1 RESUMO Nese arigo,

Leia mais

Curso de preparação para a prova de matemática do ENEM Professor Renato Tião

Curso de preparação para a prova de matemática do ENEM Professor Renato Tião Porcenagem As quaro primeiras noções que devem ser assimiladas a respeio do assuno são: I. Que porcenagem é fração e fração é a pare sobre o odo. II. Que o símbolo % indica que o denominador desa fração

Leia mais

UMA ANÁLISE ECONOMÉTRICA DOS COMPONENTES QUE AFETAM O INVESTIMENTO PRIVADO NO BRASIL, FAZENDO-SE APLICAÇÃO DO TESTE DE RAIZ UNITÁRIA.

UMA ANÁLISE ECONOMÉTRICA DOS COMPONENTES QUE AFETAM O INVESTIMENTO PRIVADO NO BRASIL, FAZENDO-SE APLICAÇÃO DO TESTE DE RAIZ UNITÁRIA. UMA ANÁLISE ECONOMÉTRICA DOS COMPONENTES QUE AFETAM O INVESTIMENTO PRIVADO NO BRASIL, FAZENDO-SE APLICAÇÃO DO TESTE DE RAIZ UNITÁRIA Área: ECONOMIA COELHO JUNIOR, Juarez da Silva PONTILI, Rosangela Maria

Leia mais

ENGENHARIA ECONÔMICA AVANÇADA

ENGENHARIA ECONÔMICA AVANÇADA ENGENHARIA ECONÔMICA AVANÇADA TÓPICOS AVANÇADOS MATERIAL DE APOIO ÁLVARO GEHLEN DE LEÃO gehleao@pucrs.br 55 5 Avaliação Econômica de Projeos de Invesimeno Nas próximas seções serão apresenados os principais

Leia mais

O Fluxo de Caixa Livre para a Empresa e o Fluxo de Caixa Livre para os Sócios

O Fluxo de Caixa Livre para a Empresa e o Fluxo de Caixa Livre para os Sócios O Fluxo de Caixa Livre para a Empresa e o Fluxo de Caixa Livre para os Sócios! Principais diferenças! Como uilizar! Vanagens e desvanagens Francisco Cavalcane (francisco@fcavalcane.com.br) Sócio-Direor

Leia mais

AÇÕES DO MERCADO FINACEIRO: UM ESTUDO VIA MODELOS DE SÉRIES TEMPORAIS

AÇÕES DO MERCADO FINACEIRO: UM ESTUDO VIA MODELOS DE SÉRIES TEMPORAIS AÇÕES DO MERCADO FINACEIRO: UM ESTUDO VIA MODELOS DE SÉRIES TEMPORAIS Caroline Poli Espanhol; Célia Mendes Carvalho Lopes Engenharia de Produção, Escola de Engenharia, Universidade Presbieriana Mackenzie

Leia mais

ANÁLISE DOS PREÇOS DA CANA-DE-AÇUCAR SOB REGIME SHIFT

ANÁLISE DOS PREÇOS DA CANA-DE-AÇUCAR SOB REGIME SHIFT ANÁLISE DOS PREÇOS DA CANA-DE-AÇUCAR SOB REGIME SHIFT CLEYZER ADRIAN CUNHA; ALEX AIRES CUNHA; KLEBER DOMINGOS ARAUJO; UNIVERSIDADE FEDERAL DE GOIÁS GOIANIA - GO - BRASIL cleyzer@uai.com.br APRESENTAÇÃO

Leia mais

ESTIMANDO O IMPACTO DO ESTOQUE DE CAPITAL PÚBLICO SOBRE O PIB PER CAPITA CONSIDERANDO UMA MUDANÇA ESTRUTURAL NA RELAÇÃO DE LONGO PRAZO

ESTIMANDO O IMPACTO DO ESTOQUE DE CAPITAL PÚBLICO SOBRE O PIB PER CAPITA CONSIDERANDO UMA MUDANÇA ESTRUTURAL NA RELAÇÃO DE LONGO PRAZO ESTIMANDO O IMPACTO DO ESTOQUE DE CAPITAL PÚBLICO SOBRE O PIB PER CAPITA CONSIDERANDO UMA MUDANÇA ESTRUTURAL NA RELAÇÃO DE LONGO PRAZO Área 5 - Crescimeno, Desenvolvimeno Econômico e Insiuições Classificação

Leia mais

OBJETIVOS. Ao final desse grupo de slides os alunos deverão ser capazes de: Explicar a diferença entre regressão espúria e cointegração.

OBJETIVOS. Ao final desse grupo de slides os alunos deverão ser capazes de: Explicar a diferença entre regressão espúria e cointegração. Ao final desse grupo de slides os alunos deverão ser capazes de: OBJETIVOS Explicar a diferença enre regressão espúria e coinegração. Jusificar, por meio de ese de hipóeses, se um conjuno de séries emporais

Leia mais

CURVA DE KUZNETS AMBIENTAL ESTIMATIVA ECONOMÉTRICA USANDO CO2 E PIB PER CAPITA

CURVA DE KUZNETS AMBIENTAL ESTIMATIVA ECONOMÉTRICA USANDO CO2 E PIB PER CAPITA CURVA DE KUZNETS AMBIENTAL ESTIMATIVA ECONOMÉTRICA USANDO CO E PIB PER CAPITA CLEYZER ADRIAN CUNHA; UNIVERSIDADE FEDERAL DE GOIÁS GOIANIA - GO - BRASIL cleyzer@uai.com.br APRESENTAÇÃO ORAL Agropecuária,

Leia mais

CAPÍTULO 9. y(t). y Medidor. Figura 9.1: Controlador Analógico

CAPÍTULO 9. y(t). y Medidor. Figura 9.1: Controlador Analógico 146 CAPÍULO 9 Inrodução ao Conrole Discreo 9.1 Inrodução Os sisemas de conrole esudados aé ese pono envolvem conroladores analógicos, que produzem sinais de conrole conínuos no empo a parir de sinais da

Leia mais

Valor do Trabalho Realizado 16.

Valor do Trabalho Realizado 16. Anonio Vicorino Avila Anonio Edésio Jungles Planejameno e Conrole de Obras 16.2 Definições. 16.1 Objeivo. Valor do Trabalho Realizado 16. Parindo do conceio de Curva S, foi desenvolvida pelo Deparameno

Leia mais

O IMPACTO DOS INVESTIMENTOS NO ESTADO DO CEARÁ NO PERÍODO DE 1970-2001

O IMPACTO DOS INVESTIMENTOS NO ESTADO DO CEARÁ NO PERÍODO DE 1970-2001 O IMPACTO DOS INVESTIMENTOS NO ESTADO DO CEARÁ NO PERÍODO DE 970-200 Ricardo Candéa Sá Barreo * Ahmad Saeed Khan ** SINOPSE Ese rabalho em como objeivo analisar o impaco dos invesimenos na economia cearense

Leia mais

TESTE DA HIPÓTESE DO CAMINHO ALEATÓRIO NO BRASIL E NOS ESTADOS UNIDOS. Ana Ester Farias

TESTE DA HIPÓTESE DO CAMINHO ALEATÓRIO NO BRASIL E NOS ESTADOS UNIDOS. Ana Ester Farias TESTE DA HIPÓTESE DO CAMINHO ALEATÓRIO NO BRASIL E NOS ESTADOS UNIDOS por Ana Eser Farias Disseração apresenada ao Curso de Mesrado do Programa de Pós-Graduação em Adminisração, Área de Concenração em

Leia mais

Elasticidades da demanda residencial de energia elétrica

Elasticidades da demanda residencial de energia elétrica Elasicidades da demanda residencial de energia elérica RESUMO O objeivo dese rabalho é esimar elasicidades de preço e renda da demanda residencial por elericidade aravés de modelos dinâmicos. Como objeo

Leia mais

SILVA, W. V. TARDELLI, M. ROCHA, D. T. da MAIA, M.

SILVA, W. V. TARDELLI, M. ROCHA, D. T. da MAIA, M. APLICAÇÃO DA MÉTRICA VALUE AT RISK A ÍNDICES DE BOLSAS DE VALORES DE PAÍSES LATINO-AMERICANOS: UM ESTUDO UTILIZANDO OS MODELOS DE PREVISÃO DE VOLATILIDADE EWMA, EQMA E GARCH APLICAÇÃO DA MÉTRICA VALUE

Leia mais

ESTRATÉGIAS DE INVESTIMENTOS EM ATIVOS FINANCEIROS:

ESTRATÉGIAS DE INVESTIMENTOS EM ATIVOS FINANCEIROS: ESTRATÉGIAS DE INVESTIMENTOS EM ATIVOS FINANCEIROS: ENCONTRANDO A HORA CERTA DA MUDANÇA DE POSIÇÃO * Sidney Marins Caeano ** Marcelo Savino Porugal *** Resumo Um ambiene de incereza gera indecisão de quando

Leia mais

Equações Simultâneas. Aula 16. Gujarati, 2011 Capítulos 18 a 20 Wooldridge, 2011 Capítulo 16

Equações Simultâneas. Aula 16. Gujarati, 2011 Capítulos 18 a 20 Wooldridge, 2011 Capítulo 16 Equações Simulâneas Aula 16 Gujarai, 011 Capíulos 18 a 0 Wooldridge, 011 Capíulo 16 Inrodução Durane boa pare do desenvolvimeno dos coneúdos desa disciplina, nós nos preocupamos apenas com modelos de regressão

Leia mais

Estimação da Volatilidade das Principais Bolsas da América Latina, Estados Unidos e Japão pela Metodologia ARCH e GARCH

Estimação da Volatilidade das Principais Bolsas da América Latina, Estados Unidos e Japão pela Metodologia ARCH e GARCH XXIII Enconro Nac. de Eng. de Produção - Ouro Preo, MG, Brasil, 1 a 4 de ou de 003 Esimação da Volailidade das Principais Bolsas da América Laina, Esados Unidos e Japão pela Meodologia ARCH e GARCH Anonio

Leia mais

INTERFERÊNCIA DOS MERCADOS EXTERNOS SOBRE O IBOVESPA: UMA ANÁLISE UTILIZANDO AUTOREGRESSÃO VETORIAL ESTRUTURAL

INTERFERÊNCIA DOS MERCADOS EXTERNOS SOBRE O IBOVESPA: UMA ANÁLISE UTILIZANDO AUTOREGRESSÃO VETORIAL ESTRUTURAL ÁREA TEMÁTICA: FINANÇAS INTERFERÊNCIA DOS MERCADOS EXTERNOS SOBRE O IBOVESPA: UMA ANÁLISE UTILIZANDO AUTOREGRESSÃO VETORIAL ESTRUTURAL AUTORES LUIZ EDUARDO GAIO Universidade Federal de Lavras lugaio@yahoo.com.br

Leia mais

METODOLOGIA PROJEÇÃO DE DEMANDA POR TRANSPORTE AÉREO NO BRASIL

METODOLOGIA PROJEÇÃO DE DEMANDA POR TRANSPORTE AÉREO NO BRASIL METODOLOGIA PROJEÇÃO DE DEMANDA POR TRANSPORTE AÉREO NO BRASIL 1. Inrodução O presene documeno visa apresenar dealhes da meodologia uilizada nos desenvolvimenos de previsão de demanda aeroporuária no Brasil

Leia mais

Consumo de Eletricidade e Crescimento Econômico no Brasil. Electricity Consumption and Economic Growth in Brazil

Consumo de Eletricidade e Crescimento Econômico no Brasil. Electricity Consumption and Economic Growth in Brazil 1 Consumo de Elericidade e Crescimeno Econômico no Brasil Elecriciy Consumpion and Economic Growh in Brazil Sérgio Ricardo de Brio Gadelha Resumo Esse esudo examina a relação de equilíbrio enre consumo

Leia mais

BBR - Brazilian Business Review E-ISSN: 1807-734X bbronline@bbronline.com.br FUCAPE Business School Brasil

BBR - Brazilian Business Review E-ISSN: 1807-734X bbronline@bbronline.com.br FUCAPE Business School Brasil BBR - Brazilian Business Review E-ISSN: 1807-734X bbronline@bbronline.com.br FUCAPE Business School Brasil Fajardo, José; Pereira, Rafael Efeios Sazonais no Índice Bovespa BBR - Brazilian Business Review,

Leia mais

ECONOMETRIA. Prof. Patricia Maria Bortolon, D. Sc.

ECONOMETRIA. Prof. Patricia Maria Bortolon, D. Sc. ECONOMETRIA Prof. Paricia Maria Borolon, D. Sc. Séries Temporais Fone: GUJARATI; D. N. Economeria Básica: 4ª Edição. Rio de Janeiro. Elsevier- Campus, 2006 Processos Esocásicos É um conjuno de variáveis

Leia mais

Série Textos para Discussão

Série Textos para Discussão Universidade Federal do Rio de J a neiro Insiuo de Economia Teses de Racionalidade para Loerias no Brasil TD. 010/2004 Marcelo Resende Marcos A. M. Lima Série Texos para Discussão Teses de Racionalidade

Leia mais

UMA APLICAÇÃO DO TESTE DE RAIZ UNITÁRIA PARA DADOS EM SÉRIES TEMPORAIS DO CONSUMO AGREGADO DAS FAMÍLIAS BRASILEIRAS

UMA APLICAÇÃO DO TESTE DE RAIZ UNITÁRIA PARA DADOS EM SÉRIES TEMPORAIS DO CONSUMO AGREGADO DAS FAMÍLIAS BRASILEIRAS UMA APLICAÇÃO DO TESTE DE RAIZ UNITÁRIA PARA DADOS EM SÉRIES TEMPORAIS DO CONSUMO AGREGADO DAS FAMÍLIAS BRASILEIRAS VIEIRA, Douglas Tadeu. TCC, Ciências Econômicas, Fecilcam, vieira.douglas@gmail.com PONTILI,

Leia mais

SUSTENTABILIDADE DO REGIME PRÓPRIO DE PREVIDÊNCIA SOCIAL NO ESTADO DO CEARÁ. Francisco José Silva Tabosa

SUSTENTABILIDADE DO REGIME PRÓPRIO DE PREVIDÊNCIA SOCIAL NO ESTADO DO CEARÁ. Francisco José Silva Tabosa 0 SUSTENTABILIDADE DO REGIME PRÓPRIO DE PREVIDÊNCIA SOCIAL NO ESTADO DO CEARÁ Carlos Wagner de Lapa Barros Mesre em Economia pelo CAEN. Audior da SEFAZ/CE. Av. da Universidade, 2700, 2 andar Benfica Foraleza/CE

Leia mais

POSSIBILIDADE DE OBTER LUCROS COM ARBITRAGEM NO MERCADO DE CÂMBIO NO BRASIL

POSSIBILIDADE DE OBTER LUCROS COM ARBITRAGEM NO MERCADO DE CÂMBIO NO BRASIL POSSIBILIDADE DE OBTER LUCROS COM ARBITRAGEM NO MERCADO DE CÂMBIO NO BRASIL FRANCISCO CARLOS CUNHA CASSUCE; CARLOS ANDRÉ DA SILVA MÜLLER; ANTÔNIO CARVALHO CAMPOS; UNIVERSIDADE FEDERAL DE VIÇOSA VIÇOSA

Leia mais

SPREAD BANCÁRIO NO BRASIL

SPREAD BANCÁRIO NO BRASIL SPREAD BANCÁRIO NO BRASIL Elaine Aparecida Fernandes RESUMO: Diane da consaação de que os spreads bancários brasileiros (diferença enre as axas de juros de capação e aplicação dos bancos) se enconram em

Leia mais

Universidade Federal de Lavras

Universidade Federal de Lavras Universidade Federal de Lavras Deparameno de Ciências Exaas Prof. Daniel Furado Ferreira 8 a Lisa de Exercícios Disribuição de Amosragem 1) O empo de vida de uma lâmpada possui disribuição normal com média

Leia mais

Susan Schommer Risco de Crédito 1 RISCO DE CRÉDITO

Susan Schommer Risco de Crédito 1 RISCO DE CRÉDITO Susan Schommer Risco de Crédio 1 RISCO DE CRÉDITO Definição: Risco de crédio é o risco de defaul ou de reduções no valor de mercado causada por rocas na qualidade do crédio do emissor ou conrapare. Modelagem:

Leia mais

ANÁLISE DA VOLATILIDADE DOS MERCADOS BRASILEIROS DE RENDA FIXA E RENDA VARIÁVEL NO PERÍODO 1986-2006

ANÁLISE DA VOLATILIDADE DOS MERCADOS BRASILEIROS DE RENDA FIXA E RENDA VARIÁVEL NO PERÍODO 1986-2006 ANÁLISE DA VOLATILIDADE DOS MERCADOS BRASILEIROS DE RENDA FIXA E RENDA VARIÁVEL NO PERÍODO 1986-006 RESUMO: Nara Rosei UNIVERSIDADE DE SÃO PAULO Mauricio Ribeiro do Valle UNIVERSIDADE DE SÃO PAULO Jorge

Leia mais

MODELAGEM E PREVISÃO POR MEIO DE METODOLOGIA BOX & JENKINS: UMA FERRAMENTA DE GESTÃO

MODELAGEM E PREVISÃO POR MEIO DE METODOLOGIA BOX & JENKINS: UMA FERRAMENTA DE GESTÃO UNIVERSIDADE FEDERAL DE SANTA MARIA CENTRO DE TECNOLOGIA PROGRAMA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ENGENHARIA DE PRODUÇÃO MODELAGEM E PREVISÃO POR MEIO DE METODOLOGIA BOX & JENKINS: UMA FERRAMENTA DE GESTÃO DISSERTAÇÃO

Leia mais

O mercado brasileiro da soja: um estudo de transmissão, causalidade e cointegração de preços entre 2001 e 2009

O mercado brasileiro da soja: um estudo de transmissão, causalidade e cointegração de preços entre 2001 e 2009 Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de 2010. O mercado brasileiro da soja: um esudo de ransmissão, causalidade e coinegração de preços enre 2001 e 2009 Gilbero Siso Fernández (UNEMAT) gilbsis@gmail.com

Leia mais

INVESTIMENTO E OS LIMITES DA ACELERAÇÃO DO CRESCIMENTO RESUMO

INVESTIMENTO E OS LIMITES DA ACELERAÇÃO DO CRESCIMENTO RESUMO INVESIMENO E OS LIMIES DA ACELERAÇÃO DO CRESCIMENO RESUMO Chrisiano Penna CAEN / UFC Fabrício Linhares CAEN / UFC Ivan Caselar CAEN / UFC Nese rabalho consaa-se a evidência de uma relação não linear enre

Leia mais

APLICAÇÃO DO MODELO ARIMA À PREVISÃO DO PREÇO DAS COMMODITIES AGRÍCOLAS BRASILEIRAS

APLICAÇÃO DO MODELO ARIMA À PREVISÃO DO PREÇO DAS COMMODITIES AGRÍCOLAS BRASILEIRAS APLICAÇÃO DO MODELO ARIMA À PREVISÃO DO PREÇO DAS COMMODITIES AGRÍCOLAS BRASILEIRAS PABLO AURÉLIO LACERDA DE ALMEIDA PINTO; ELENILDES SANTANA PEREIRA; MARIANNE COSTA OLIVEIRA; JOSÉ MÁRCIO DOS SANTOS; SINÉZIO

Leia mais

12 Integral Indefinida

12 Integral Indefinida Inegral Indefinida Em muios problemas, a derivada de uma função é conhecida e o objeivo é enconrar a própria função. Por eemplo, se a aa de crescimeno de uma deerminada população é conhecida, pode-se desejar

Leia mais

DEMANDA BRASILEIRA DE CANA DE AÇÚCAR, AÇÚCAR E ETANOL REVISITADA

DEMANDA BRASILEIRA DE CANA DE AÇÚCAR, AÇÚCAR E ETANOL REVISITADA XXX ENCONTRO NACIONAL DE ENGENHARIA DE PRODUÇÃO Mauridade e desafios da Engenharia de Produção: compeiividade das empresas, condições de rabalho, meio ambiene. São Carlos, SP, Brasil, 12 a15 de ouubro

Leia mais

Integração dos Preços ao Produtor e Preços da Bolsa de

Integração dos Preços ao Produtor e Preços da Bolsa de Inegração dos Preços ao Produor e Preços da Bolsa de DÊNIS ANTÔNIO DA CUNHA (1) ; MIRELLE CRISTINA DE ABREU QUINTELA (2) ; MARÍLIA MACIEL GOMES (3) ; JOSÉ LUÍZ DOS SANTOS RUFINO (4). 1,2,3.UFV, VIÇOSA,

Leia mais

1 Introdução. Onésio Assis Lobo 1 Waldemiro Alcântara da Silva Neto 2

1 Introdução. Onésio Assis Lobo 1 Waldemiro Alcântara da Silva Neto 2 Transmissão de preços enre o produor e varejo: evidências empíricas para o seor de carne bovina em Goiás Resumo: A economia goiana vem se desacado no conexo nacional. Seu PIB aingiu R$ 75 bilhões no ano

Leia mais

O EFEITO DIA DE VENCIMENTO DE OPÇÕES NA BOVESPA REVISITADO

O EFEITO DIA DE VENCIMENTO DE OPÇÕES NA BOVESPA REVISITADO O EFEITO DIA DE VENCIMENTO DE OPÇÕES NA BOVESPA REVISITADO Newon C. A. da Cosa Jr., Milon Biage Deparameno de Economia, UFSC Waldemar Ferreira e Marco Goular Deparameno de Adminisração, UFAM Curso de Pós-Graduação

Leia mais

RAZÃO ÓTIMA DE HEDGE PARA OS CONTRATOS FUTUROS DO BOI GORDO: UMA ANÁLISE DO MECANISMO DE CORREÇÃO DE ERROS

RAZÃO ÓTIMA DE HEDGE PARA OS CONTRATOS FUTUROS DO BOI GORDO: UMA ANÁLISE DO MECANISMO DE CORREÇÃO DE ERROS RAZÃO ÓTIMA DE HEDGE PARA OS CONTRATOS FUTUROS DO BOI GORDO: UMA ANÁLISE DO MECANISMO DE CORREÇÃO DE ERROS JULCEMAR BRUNO ZILLI; ADRIANA FERREIRA SILVA; SILVIA KANADANI CAMPOS; JAQUELINE SEVERINO COSTA;

Leia mais

2 Relação entre câmbio real e preços de commodities

2 Relação entre câmbio real e preços de commodities 18 2 Relação enre câmbio real e preços de commodiies Na exensa lieraura sobre o cálculo da axa de câmbio de longo prazo, grande pare dos modelos economéricos esimados incluem os ermos de roca como um dos

Leia mais

Luciano Jorge de Carvalho Junior. Rosemarie Bröker Bone. Eduardo Pontual Ribeiro. Universidade Federal do Rio de Janeiro

Luciano Jorge de Carvalho Junior. Rosemarie Bröker Bone. Eduardo Pontual Ribeiro. Universidade Federal do Rio de Janeiro Análise do preço e produção de peróleo sobre a lucraividade das empresas perolíferas Luciano Jorge de Carvalho Junior Rosemarie Bröker Bone Eduardo Ponual Ribeiro Universidade Federal do Rio de Janeiro

Leia mais

FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS ESCOLA DE ADMINISTRAÇÃO E EMPRESAS DE SÃO PAULO GVPESQUISA RICARDO RATNER ROCHMAN

FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS ESCOLA DE ADMINISTRAÇÃO E EMPRESAS DE SÃO PAULO GVPESQUISA RICARDO RATNER ROCHMAN FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS ESCOLA DE ADMINISTRAÇÃO E EMPRESAS DE SÃO PAULO GVPESQUISA RICARDO RATNER ROCHMAN INSIDER TRADING E GOVERNANÇA CORPORATIVA: O PERFIL E PRÁTICA DOS INSIDERS DE EMPRESAS DE GOVERNANÇA

Leia mais

Risco no mercado de arroz em casca

Risco no mercado de arroz em casca RISCO NO MERCADO DE ARROZ EM CASCA ANDRÉIA CRISTINA DE OLIVEIRA ADAMI; GERALDO SANT ANA DE CAMARGO BARROS; ESALQ/USP PIRACICABA - SP - BRASIL adami@esalq.usp.br APRESENTAÇÃO ORAL Comercialização, Mercados

Leia mais

Capítulo 5: Introdução às Séries Temporais e aos Modelos ARIMA

Capítulo 5: Introdução às Séries Temporais e aos Modelos ARIMA 0 Capíulo 5: Inrodução às Séries emporais e aos odelos ARIA Nese capíulo faremos uma inrodução às séries emporais. O nosso objeivo aqui é puramene operacional e esaremos mais preocupados com as definições

Leia mais

Modelos de Previsão. 1. Introdução. 2. Séries Temporais. Modelagem e Simulação - Modelos de Previsão

Modelos de Previsão. 1. Introdução. 2. Séries Temporais. Modelagem e Simulação - Modelos de Previsão Modelos de Previsão Inrodução Em omada de decisão é basane comum raar problemas cujas decisões a serem omadas são funções de faos fuuros Assim, os dados descrevendo a siuação de decisão precisam ser represenaivos

Leia mais

PREVISÃO DE RECEITAS TRIBUTÁRIAS: O ICMS DO ESTADO DO ESPÍRITO SANTO

PREVISÃO DE RECEITAS TRIBUTÁRIAS: O ICMS DO ESTADO DO ESPÍRITO SANTO PREVISÃO DE RECEITAS TRIBUTÁRIAS: O ICMS DO ESTADO DO ESPÍRITO SANTO Bernardino Josafa da Silva Casanho Universidade Federal do Espírio Sano josafac@erra.com.br Guemberg Hespanha Brasil Universidade Federal

Leia mais

PREVISÃO DE DEMANDA: UMA APLICAÇÃO DOS MODELOS BOX- JENKINS NA ÁREA DE ASSISTÊNCIA TÉCNICA DE COMPUTADORES PESSOAIS

PREVISÃO DE DEMANDA: UMA APLICAÇÃO DOS MODELOS BOX- JENKINS NA ÁREA DE ASSISTÊNCIA TÉCNICA DE COMPUTADORES PESSOAIS PREVISÃO DE DEMANDA: UMA APLICAÇÃO DOS MODELOS BOX- JENKINS NA ÁREA DE ASSISTÊNCIA TÉCNICA DE COMPUTADORES PESSOAIS Liane Werner Deparameno de Esaísica, Universidade Federal do Rio Grande do Sul, Rua Beno

Leia mais

COMPORTAMENTO DO PREÇO NO COMPLEXO SOJA: UMA ANÁLISE DE COINTEGRAÇÃO E DE CAUSALIDADE

COMPORTAMENTO DO PREÇO NO COMPLEXO SOJA: UMA ANÁLISE DE COINTEGRAÇÃO E DE CAUSALIDADE COMPORTAMENTO DO PREÇO NO COMPLEXO SOJA: UMA ANÁLISE DE COINTEGRAÇÃO E DE CAUSALIDADE RESUMO Ese rabalho objeiva esudar o comporameno recene dos preços dos segmenos do complexo soja, em paricular, a ransmissão

Leia mais

Uma avaliação da poupança em conta corrente do governo

Uma avaliação da poupança em conta corrente do governo Uma avaliação da poupança em cona correne do governo Manoel Carlos de Casro Pires * Inrodução O insrumeno de políica fiscal em vários ojeivos e não é surpreendene que, ao se deerminar uma mea de superávi

Leia mais

PREVISÃO DO VOLUME DE VENDAS DE UM BEM DE CONSUMO

PREVISÃO DO VOLUME DE VENDAS DE UM BEM DE CONSUMO ARNAUD FRANCIS JEAN GUÉRIN PREVISÃO DO VOLUME DE VENDAS DE UM BEM DE CONSUMO Trabalho de formaura apresenado À Escola Poliécnica da Universidade de São Paulo para a obenção do Diploma de Engenheiro de

Leia mais

Função definida por várias sentenças

Função definida por várias sentenças Ese caderno didáico em por objeivo o esudo de função definida por várias senenças. Nese maerial você erá disponível: Uma siuação que descreve várias senenças maemáicas que compõem a função. Diversas aividades

Leia mais

Fluxo de Caixa, ADRs e Restrições de Crédito no Brasil

Fluxo de Caixa, ADRs e Restrições de Crédito no Brasil Vol. 5, No.2 Viória-ES, Mai Ago 2008 p. 144-151 ISSN 1807-734X Fluxo de Caixa, ADRs e Resrições de Crédio no Brasil Crisiano M. Cosa Deparmen of Economics, Universiy of Pennsylvania Lourenço Senne Paz

Leia mais

Variabilidade e pass-through da taxa de câmbio: o caso do Brasil

Variabilidade e pass-through da taxa de câmbio: o caso do Brasil Variabilidade e pass-hrough da axa de câmbio: o caso do Brasil André Minella Banco Cenral do Brasil VI Seminário de Meas para a Inflação Agoso 005 Disclaimer: Esa apresenação é de responsabilidade do auor,

Leia mais

Análise da Interdependência Temporal dos Preços nos Mercados de Cria Recria e Engorda de Bovinos no Brasil

Análise da Interdependência Temporal dos Preços nos Mercados de Cria Recria e Engorda de Bovinos no Brasil "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" ANÁLISE DA INTERDEPENDÊNCIA TEMPORAL DOS PREÇOS NOS MERCADOS DE CRIA RECRIA E ENGORDA DE BOVINOS NO BRASIL HENRIQUE LIBOREIRO COTTA () ; WAGNER MOURA LAMOUNIER (2)..UNIVERSIDADE

Leia mais

Insper Instituto de Ensino e Pesquisa Programa de Mestrado Profissional em Economia. Bruno Russi

Insper Instituto de Ensino e Pesquisa Programa de Mestrado Profissional em Economia. Bruno Russi Insper Insiuo de Ensino e Pesquisa Programa de Mesrado Profissional em Economia Bruno Russi ANÁLISE DA ALOCAÇÃO ESTRATÉGICA DE LONGO PRAZO EM ATIVOS BRASILEIROS São Paulo 200 Bruno Russi Análise da alocação

Leia mais

Previsão da Base para o Café: um estudo empírico com a utilização de modelos ARCH

Previsão da Base para o Café: um estudo empírico com a utilização de modelos ARCH Previsão da Base para o Café: um esudo empírico com a uilização de modelos ARCH Anderson Luiz Rezende Mol 1 Renao Elias Fones Luiz Gonzaga de Casro Júnior 3 Marcelo Márcio Romaniello 4 RESUMO A uilização

Leia mais

APLICAÇÃO DE SÉRIES TEMPORAIS NA PREVISÃO DA MÉDIA MENSAL DA TAXA DE CÂMBIO DO REAL PARA O DÓLAR COMERCIAL DE COMPRA USANDO O MODELO DE HOLT

APLICAÇÃO DE SÉRIES TEMPORAIS NA PREVISÃO DA MÉDIA MENSAL DA TAXA DE CÂMBIO DO REAL PARA O DÓLAR COMERCIAL DE COMPRA USANDO O MODELO DE HOLT XXX ENCONTRO NACIONAL DE ENGENHARIA DE PRODUÇÃO Mauridade e desafios da Engenharia de Produção: compeiividade das empresas, condições de rabalho, meio ambiene. São Carlos, SP, Brasil, 12 a15 de ouubro

Leia mais

Aula - 2 Movimento em uma dimensão

Aula - 2 Movimento em uma dimensão Aula - Moimeno em uma dimensão Física Geral I - F- 18 o semesre, 1 Ilusração dos Principia de Newon mosrando a ideia de inegral Moimeno 1-D Conceios: posição, moimeno, rajeória Velocidade média Velocidade

Leia mais

Como podemos prever a evolução do preço das acções cotadas na bolsa?

Como podemos prever a evolução do preço das acções cotadas na bolsa? Como podemos prever a evolução do preço das acções coadas na bolsa? Cláudia Nunes Philippar cnunes@mah.is.ul.p Início da Hisória The Royal Swedish Academy of Sciences has decided o award he Bank of Sweden

Leia mais

PREVISÃO DE ARRECADAÇÃO DE ICMS PARA O ESTADO DE MINAS GERAIS: UMA COMPARAÇÃO ENTRE MODELOS ARIMA E ARFIMA

PREVISÃO DE ARRECADAÇÃO DE ICMS PARA O ESTADO DE MINAS GERAIS: UMA COMPARAÇÃO ENTRE MODELOS ARIMA E ARFIMA PREVISÃO DE ARRECADAÇÃO DE ICMS PARA O ESTADO DE MINAS GERAIS: UMA COMPARAÇÃO ENTRE MODELOS E Auoria: Filipe de Morais Cangussu Pessoa, Daniel Arruda Coronel Resumo: O objeivo dese rabalo foi fazer uma

Leia mais

PREVISIBILIDADE DOS RESULTADOS DIVULGADOS PELAS COMPANHIAS ABERTAS BRASILEIRAS

PREVISIBILIDADE DOS RESULTADOS DIVULGADOS PELAS COMPANHIAS ABERTAS BRASILEIRAS 1 PREVISIBILIDADE DOS RESULTADOS DIVULGADOS PELAS COMPANHIAS ABERTAS BRASILEIRAS Renaa Turola Takamasu Douoranda em Conroladoria e Conabilidade pela USP; Professora Assisene da UFMG - Brasil E-mail: reakamasu@gmail.com

Leia mais

METODOLOGIAS ALTERNATIVAS DE GERAÇÃO DE CENÁRIOS NA APURAÇÃO DO V@R DE INSTRUMETOS NACIONAIS. Alexandre Jorge Chaia 1 Fábio da Paz Ferreira 2

METODOLOGIAS ALTERNATIVAS DE GERAÇÃO DE CENÁRIOS NA APURAÇÃO DO V@R DE INSTRUMETOS NACIONAIS. Alexandre Jorge Chaia 1 Fábio da Paz Ferreira 2 IV SEMEAD METODOLOGIAS ALTERNATIVAS DE GERAÇÃO DE CENÁRIOS NA APURAÇÃO DO V@R DE INSTRUMETOS NACIONAIS Alexandre Jorge Chaia 1 Fábio da Paz Ferreira 2 RESUMO Uma das ferramenas de gesão do risco de mercado

Leia mais

EVOLUÇÃO DO CRÉDITO PESSOAL E HABITACIONAL NO BRASIL: UMA ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS FATORES MACROECONÔMICOS NO PERÍODO PÓS-REAL RESUMO

EVOLUÇÃO DO CRÉDITO PESSOAL E HABITACIONAL NO BRASIL: UMA ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS FATORES MACROECONÔMICOS NO PERÍODO PÓS-REAL RESUMO 78 EVOLUÇÃO DO CRÉDITO PESSOAL E HABITACIONAL NO BRASIL: UMA ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS FATORES MACROECONÔMICOS NO PERÍODO PÓS-REAL Pâmela Amado Trisão¹ Kelmara Mendes Vieira² Paulo Sergio Cerea³ Reisoli

Leia mais

ANÁLISE E COMPARAÇÃO PREDITIVA PARA A SÉRIE DE RETORNOS DA PETROBRÁS UTILIZANDO MODELOS ARCH

ANÁLISE E COMPARAÇÃO PREDITIVA PARA A SÉRIE DE RETORNOS DA PETROBRÁS UTILIZANDO MODELOS ARCH ANÁLISE E COMPARAÇÃO PREDITIVA PARA A SÉRIE DE RETORNOS DA PETROBRÁS UTILIZANDO MODELOS ARCH Pedro Luiz Cosa Carvalho pcosacarvalho@yahoo.com.br Mesre em Adminisração/UFLA Prof.: Insiuo Federal Goiano

Leia mais

Sistemas não-lineares de 2ª ordem Plano de Fase

Sistemas não-lineares de 2ª ordem Plano de Fase EA93 - Pro. Von Zuben Sisemas não-lineares de ª ordem Plano de Fase Inrodução o esudo de sisemas dinâmicos não-lineares de a ordem baseia-se principalmene na deerminação de rajeórias no plano de esados,

Leia mais

Relação entre os preços dos mercados futuro e físico da soja: evidências para o mercado brasileiro

Relação entre os preços dos mercados futuro e físico da soja: evidências para o mercado brasileiro Quesões Agrárias, Educação no Campo e Desenvolvimeno RELAÇÃO ENTRE OS PREÇOS DOS MERCADOS FUTURO E FÍSICO DA SOJA: EVIDÊNCIAS PARA O MERCADO BRASILEIRO FLÁVIA ALEXANDRE COSTA; KARLIN SAORI ISHII; JOAO

Leia mais

Análise da volatilidade do dólar e do euro: um direcionamento para empresas do agronegócio

Análise da volatilidade do dólar e do euro: um direcionamento para empresas do agronegócio ANÁLISE DA VOLATILIDADE DO DÓLAR E DO EURO: UM DIRECIONAMENTO PARA EMPRESAS DO AGRONEGÓCIO ROBERTO WAGNER JUBERT; MÁRCIA CRISTINA PAIÃO; SINÉZIO FERNANDES MAIA; UFPB JOÃO PESSOA - PB - BRASIL rwjuber@yahoo.com.br

Leia mais

REAd - Revista Eletrônica de Administração ISSN: 1980-4164 ea_read@ufrgs.br. Universidade Federal do Rio Grande do Sul. Brasil

REAd - Revista Eletrônica de Administração ISSN: 1980-4164 ea_read@ufrgs.br. Universidade Federal do Rio Grande do Sul. Brasil REAd - Revisa Elerônica de Adminisração ISSN: 1980-4164 ea_read@ufrgs.br Universidade Federal do Rio Grande do Sul Brasil ucena, Pierre; Figueiredo, Anonio Carlos PREVENDO RETORNOS DE AÇÕES ATRAVÉS DE

Leia mais

Cálculo do valor em risco dos ativos financeiros da Petrobrás e da Vale via modelos ARMA-GARCH

Cálculo do valor em risco dos ativos financeiros da Petrobrás e da Vale via modelos ARMA-GARCH Cálculo do valor em risco dos aivos financeiros da Perobrás e da Vale via modelos ARMA-GARCH Bruno Dias de Casro 1 Thiago R. dos Sanos 23 1 Inrodução Os aivos financeiros das companhias Perobrás e Vale

Leia mais

ANÁLISE ESTRUTURAL DA SÉRIE DE PREÇOS DO SUÍNO NO ESTADO DO PARANÁ, 1994 A 2007

ANÁLISE ESTRUTURAL DA SÉRIE DE PREÇOS DO SUÍNO NO ESTADO DO PARANÁ, 1994 A 2007 ANÁLISE ESTRUTURAL DA SÉRIE DE PREÇOS DO SUÍNO NO ESTADO DO PARANÁ, 994 A 7 ALAN FIGUEIREDO DE ARÊDES; MATHEUS WEMERSON GOMES PEREIRA; MAURINHO LUIZ DOS SANTOS; UNIVERSIDADE FEDERAL DE VIÇOSA VIÇOSA -

Leia mais

Universidade Federal de Pelotas UFPEL Departamento de Economia - DECON. Economia Ecológica. Professor Rodrigo Nobre Fernandez

Universidade Federal de Pelotas UFPEL Departamento de Economia - DECON. Economia Ecológica. Professor Rodrigo Nobre Fernandez Universidade Federal de Peloas UFPEL Deparameno de Economia - DECON Economia Ecológica Professor Rodrigo Nobre Fernandez Capíulo 6 Conabilidade Ambienal Nacional Peloas, 2010 6.1 Inrodução O lado moneário

Leia mais

HIPÓTESE DE CONVERGÊNCIA: UMA ANÁLISE PARA A AMÉRICA LATINA E O LESTE ASIÁTICO ENTRE 1960 E 2000

HIPÓTESE DE CONVERGÊNCIA: UMA ANÁLISE PARA A AMÉRICA LATINA E O LESTE ASIÁTICO ENTRE 1960 E 2000 HIPÓTESE DE CONVERGÊNCIA: UMA ANÁLISE PARA A AMÉRICA LATINA E O LESTE ASIÁTICO ENTRE 1960 E 2000 Geovana Lorena Berussi (UnB) Lízia de Figueiredo (UFMG) Julho 2010 RESUMO Nesse arigo, invesigamos qual

Leia mais

MODELAGEM DINÂMICA DO PREÇO DA SOJA UM ESTUDO PRELIMINAR

MODELAGEM DINÂMICA DO PREÇO DA SOJA UM ESTUDO PRELIMINAR MODELAGEM DINÂMICA DO PREÇO DA SOJA UM ESTUDO PRELIMINAR Rosane Maria Kirchner Deparameno de Física, Esaísica e Maemáica UNIJUI Ijuí RS Pós Graduação em Engenharia de Produção - UFSM Sana Maria RS rosanek@unijui.che.br

Leia mais

Escola E.B. 2,3 / S do Pinheiro

Escola E.B. 2,3 / S do Pinheiro Escola E.B. 2,3 / S do Pinheiro Ciências Físico Químicas 9º ano Movimenos e Forças 1.º Período 1.º Unidade 2010 / 2011 Massa, Força Gravíica e Força de Ario 1 - A bordo de um vaivém espacial, segue um

Leia mais

Medidas de Desempenho: Um Estudo sobre a Importância do Lucro Contábil e do Fluxo de Caixa das Operações no Mercado de Capitais Brasileiro

Medidas de Desempenho: Um Estudo sobre a Importância do Lucro Contábil e do Fluxo de Caixa das Operações no Mercado de Capitais Brasileiro Medidas de Desempenho: Um Esudo sobre a Imporância do Lucro Conábil e do Fluxo de Caixa das Operações no Mercado de Capiais Brasileiro Auoria: Moisés Ferreira da Cunha, Paulo Robero Barbosa Lusosa Resumo:

Leia mais

CHOQUES DE PRODUTIVIDADE E FLUXOS DE INVESTIMENTOS ESTRANGEIROS PARA O BRASIL * Prof a Dr a Maria Helena Ambrosio Dias **

CHOQUES DE PRODUTIVIDADE E FLUXOS DE INVESTIMENTOS ESTRANGEIROS PARA O BRASIL * Prof a Dr a Maria Helena Ambrosio Dias ** CHOQUES DE PRODUTIVIDADE E FLUXOS DE INVESTIMENTOS ESTRANGEIROS PARA O BRASIL * Prof a Dr a Maria Helena Ambrosio Dias ** Resumo O inuio é invesigar como e em que grau um choque de produividade ocorrido

Leia mais

Análise quantitativa da volatilidade entre os índices Dow Jones, IBovespa e S&P 500

Análise quantitativa da volatilidade entre os índices Dow Jones, IBovespa e S&P 500 Universidade Federal do Rio Grande do Sul Faculdade de Ciências Econômicas Programa de Pós-Graduação em Economia Análise quaniaiva da volailidade enre os índices Dow Jones, IBovespa e S&P 500 Daniel Cosa

Leia mais