o Preço das Ações da Aracruz Celulose S.A.

Transcrição

1 FACULDADE DE ECONOMIA E FINANÇAS IBMEC PROGRAMA DE PÓS-GRADUAÇÃO E PESQUISA EM ADMINISTRAÇÃO E ECONOMIA DISSERTAÇÃO DE MESTRADO PROFISSIONALIZANTE EM ECONOMIA O Impacto da Variação da Taxa de Câmbio sobre o Preço das Ações da Aracruz Celulose S.A. Aluna: Maria Auxiliadora de Abreu Pontes ORIENTADOR: PROF. DR. Alexandre B. Cunha Rio de Janeiro, 28 de abril de

2 O IMPACTO DA VARIAÇÃO DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE O PREÇO DAS AÇÕES DA ARACRUZ CELULOSE S.A. MARIA AUXILIADORA DE ABREU PONTES Dissertação apresentada ao curso de Mestrado Profissionalizante em Economia como requisito parcial para obtenção do Grau de Mestre em Administração. Área de Concentração: Finanças e Macroeconomia Aplicadas ORIENTADOR: PROF. DR ALEXANDRE B. CUNHA Rio de Janeiro, 28 de abril de

3 O IMPACTO DA VARIAÇÃO DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE O PREÇO DAS AÇÕES DA ARACRUZ CELULOSE S.A. MARIA AUXILIADORA DE ABREU PONTES Dissertação apresentada ao curso de Mestrado Profissionalizante em Economia como requisito parcial para obtenção do Grau de Mestre em Economia. Área de Concentração: Finanças e Macroeconomia Aplicadas Avaliação: BANCA EXAMINADORA: Professor Dr. ALEXANDRE B. CUNHA (Orientador) Instituição: IBMEC Rio de Janeiro Professor Dr. OSMANI TEIXEIRA DE CARVALHO GUILLEN Instituição: IBMEC Rio de Janeiro Dr. MARCIO SILVA DE ARAÚJO Instituição: Banco Central do Brasil Rio de Janeiro, 28 de abril de

4 FICHA CATALOGRÁFICA Prezado aluno (a), Por favor, envie os dados abaixo assim que estiver com a versão definitiva, ou seja, quando não faltar mais nenhuma alteração a ser feita para o biblioteca.rj@ibmecrj.br, colocando no assunto: FICHA CATALOGRÁFICA - MESTRADO. Enviaremos a ficha catalográfica o mais breve possível para o seu (se possível em até 72 horas). 1) Nome completo; Maria Auxiliadora de Abreu Pontes 2) Título e subtítulo (se houver e separados); O Impacto da Variação da Taxa de Câmbio Sobre o Preço das Ações da Aracruz Celulose S.A 3) Ano da defesa; ) Área de concentração: Economia 5) Assunto principal (contextualizado); Exposição Cambial e Volatilidade do Câmbio no retorno real da Aracruz Celulose S.A 6) Assuntos secundários; 7) Palavras-chave, e Exposição Cambial, Volatilidade Cambial 8) Resumo (se possível) o impacto da variação da taxa de câmbio no retorno real das ações da Aracruz Celulose 9) Curso :Mestrado profissionalizante em Economia Ou envie os anexos contendo a página de rosto e a do resumo, além da área de concentração. 4

5 DEDICATÓRIA À minha mãe, mulher de fibra, inteligente, positiva e amante da vida. Ao meu pai, pela sua firmeza e suavidade. A eles, por terem me ensinado importantes valores morais como honestidade, caráter e ética. Ao Marcelo, Paulo Henrique, Marcelo William, Kelly Henriques e Gabriel, meus incentivadores. 5

6 AGRADECIMENTOS Agradeço em primeiro lugar a Deus que é poder e força em todos os momentos. Agradeço ao Professor Alexandre B. Cunha, por ter aceitado me orientar, pelos seus importantes comentários no direcionamento e elaboração desse trabalho e pela sua simpatia e paciência. Agradeço ao Professor Osmani Teixeira de Carvalho Guillen e ao Dr Marcio Silva de Araújo por suas sugestões para enriquecimento deste trabalho. Agradeço a todos os professores do IBMEC, porque são pessoas abençoadas e com enorme conhecimento e responsabilidade na transmissão de informações aos estudantes. Agradeço aos colegas de turma pela companhia nos estudos, dentro e fora do Ibmec, que certamente contribuíram para a conclusão deste curso.. 6

7 RESUMO Nesse trabalho examinamos a existência do impacto da variação das taxas de câmbio no retorno real das ações da Aracruz Celulose, no período compreendido entre Janeiro de 1995, início do Plano Real, e final de Outubro de 2009, momento em que essa empresa encontrava-se em negociações para fusão com outra grande empresa do setor, que resultou em uma nova empresa. Encontramos que a variação das taxas de câmbio teve forte impacto sobre os retornos da Aracruz. Palavras Chave: Exposição Cambial; Desvalorização Cambial; Retorno Real. 7

8 ABSTRACT This Dissertation studies the impact of changes in exchanges rates on the real return of the shares of Aracruz Celulose during the period between January 1995, after the implementation of the Real Plan, and late October 2009, when that company was in negotiations to merge with another large company in the industry, which resulted in a new company. We find that variation in exchange rates had strong impact on the returns of Aracruz. Key Words: Foreign Exchange Exposure; Currency Devaluation; Real Return. 8

9 SUMÁRIO I INTRODUÇÃO II REVISÃO BIBLIOGRÁFICA II.1 Jorion (1990) The Exchange Rate Exposure of US Multinationals II.2 Dominguez e Tesar (2006) The Exchange Rate Exposure II.3 Abe de Jong (2006) A Firm-Specific Analysis of the Exchange-Rate Exposure of Dutch Firms. 19 III ANÁLISE ECONOMÉTRICA IV CONSIDERAÇÕES FINAIS V APÊNDICE VI REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS

10 I Introdução Existem vários artigos que buscam quantificar a exposição cambial das empresas de capital aberto. Conforme mencionam Muller e Verschoor (2006), desde a ruptura do sistema de Bretton Woods onde existia um acordo em que as moedas dos países membros passariam a estarem ligadas ao dólar variando numa estreita banda de +/- 1%, o mercado passou a se preocupar com a volatilidade cambial associada aos riscos que apresentam às empresas com maior ou menor nível de exposição cambial. As taxas de câmbio são uma importante fonte de incerteza para as empresas que possuem passivos ou ativos em moeda estrangeira, mas de acordo com de Jong (2006), na maioria dos trabalhos empíricos elaborados até aquela data não havia sido encontrada relação forte entre mudanças nas taxas de câmbio e o retorno real das ações das empresas. Em seu estudo, de Jong considerou uma amostra de 47 empresas holandesas não-financeiras, que tinham negócios comerciais com outros países, no período compreendido ente 1994 e Após a realização de diversos testes concluiu que 50% das empresas da amostra tinham uma exposição significativa a riscos cambiais. O objetivo central deste trabalho é verificar empiricamente o impacto da desvalorização cambial sobre o retorno real das ações da Aracruz Celulose. Para se atingir este objetivo, consideramos uma amostra composta por 178 observações, onde trabalhamos com períodos mensais, apurando a média dos valores diários de fechamento do preço da ação da Aracruz, do índice Ibovespa e o valor do dólar PTAX, disponíveis na Economática. 10

11 A presente análise é realizada no período de janeiro de 1995 até outubro de 2009, correspondente ao início do Plano Real, onde nossa economia passou a apresentar sinais próximos a estabilização financeira, e a finalizamos em 30 de outubro de 2009 porque neste momento a empresa analisada encontrava-se em período de negociação para fusão ou incorporação devido a problemas econômico-financeiros. Os valores apresentados no estudo, referentes ao preço da ação e índice Ibovespa foram deflacionados pelo índice de inflação, IPCA Índice de Preços ao Consumidor, extraído do site do IBGE Sistema Nacional de Índices de Preços. As regressões foram rodadas através do método MQO (Mínimos Quadrados Ordinários), sendo que em alguns casos utilizamos a matriz robusta de Newey-West para se obterem resultados mais confiáveis, fazendo a correção do desvio-padrão e buscando corrigir o problema de autocorrelação serial. Estimamos as equações, e apresentamos os resultados no capítulo III, sendo seguidas por tabelas demonstrativas de todas as variáveis explicativas com testes de significância e validade dos modelos. Consideramos dummies referentes aos períodos de mudanças ou crises, para verificação da significância da desvalorização cambial sobre o retorno real das ações da Aracruz Celulose. Para o ano de 2002 consideramos a dummy D 1t cujo valor é igual a 1 para todos os meses deste ano e 0 (zero) para os outros meses da amostra, buscando avaliar se neste período, momento em que tivemos uma crise de confiança nos mercados financeiros em função de: (a) eleição de um governo de esquerda, (b) o país acumulava déficits no Balanço de Pagamentos, possuindo um baixo saldo em reservas cambiais; a volatilidade do câmbio teria influenciado o retorno real das ações da empresa em análise. O resultado da equação nos mostra que a exposição cambial da empresa e a volatilidade do câmbio explicou fortemente os preços da ação da Aracruz Celulose. 11

12 Uma segunda variável dummy, D 2t, refere-se à mudança da política monetária onde o câmbio, que operava em regime de bandas ou câmbio fixo, período de janeiro de 1995 a janeiro de 2005 para câmbio flutuante adotado a partir de fevereiro de Nesse caso, a dummy assume o valor 1 nos meses de fevereiro de 1995 até outubro de 2009 e 0 (zero) nos demais meses. Neste momento, nossa análise mostra que, individualmente as variáveis explicativas não são significantes no modelo, mas em conjunto elas foram importantes na definição do preço da ação. Com a utilização de uma terceira variável dummy, D 3t, buscamos verificar se a volatilidade cambial ocorrida no período da crise global ocorrida nos mercados financeiros, com início em setembro de 2008, impactou o retorno real da ação da Aracruz Celulose. Esta crise se inciou com o estouro da bolha imobiliária que levou a quebra de instituições de crédito imobiliário tradicionais nos EUA levando junto, bancos de investimento, nos EUA e em outros países, que se encontravam alavancados com operações de derivativos tóxicos e operações estruturadas para o setor. Em função da atuação dos diversos bancos centrais, o mercado financeiro começou a dar sinais de recuperação e, no Brasil, a economia passou a dar sinais de volta a estabilização a partir de maio de Nesse caso, a dummy assume o valor de 1 para os meses compreendidos entre setembro de 2008 e maio de 2009 e 0 para todos os demais meses da amostra. O resultado da equação estimada nos mostra que a crise, ou seja, a volatilidade / desvalorização cambial afetou o preço da ação da Aracruz e o modelo está explicando em 67% desse evento. Ao final do capítulo III, consideramos na equação todos esses eventos juntos e o resultado apontou que algumas variáveis explicativas, individualmente, não eram significativas, mas ao testar esses coeficientes, realizando o teste de Wald, onde a hipótese nula seria igual a zero, nós a rejeitamos fortemente, o que nos levou a concluir que 12

13 conjuntamente todas as variáveis explicativas seriam significantes e explicavam o preço das ações da Aracruz. Buscando melhorar o modelo, após realização de vários testes, verificamos que algumas variáveis sem significância estavam afetando de maneira adversa a significância de outras variáveis explicativas. Portanto, retiramos algumas variáveis e estimamos última equação (III.7) onde todas as variáveis são significativas individualmente e em conjunto, mostrando que a desvalorização cambial, principalmente no momento da mudança da política de câmbio fixo para flutuante e a volatilidade do câmbio durante a crise global de 2008 são altamente significantes e afetou o preço da ação da Aracruz Celulose. De acordo com Barton (2001), existe uma pressão para que os gestores das empresas apresentem fluxos de caixa mais constantes ao longo do tempo, de modo que o valor de suas ações, calculadas como o valor presente do seu fluxo de caixa futuro, tenha uma menor variação e, portanto, gerando uma menor volatilidade nos ganhos da empresa ao longo do tempo. Jorion (1990), menciona que embora as taxas de câmbio apresentassem volatilidade maior que as taxas de juros e a inflação, até aquela data ainda não existiam pesquisas empíricas sobre o efeito da exposição cambial no valor das empresas. Seu estudo examinou a exposição cambial em empresas multinacionais norte-americanas e entre os resultados aponta que a proporção entre o valor das ações e a exposição dessas empresas à variação cambial é positivamente relacionada aos seus negócios internacionais. As empresas que têm algum tipo de exposição: risco de taxa de câmbio, de taxa de juros ou de preço de commodities, tendo a necessidade de compra ou venda de moeda, ou possuindo uma subsidiária no exterior ou até mesmo pelo descasamento de índices entre ativo e passivo, utilizam derivativos para garantir que terão condições para honrar seus compromissos, deixando os investidores mais tranqüilos com relação à continuidade do negócio. Deste modo é esperado que práticas como esta estejam positivamente relacionadas ao valor criado pela empresa. Dominguez e Tesar (2006) apresentam evidências, mediante 13

14 utilização de testes econométricos que a prática de utilização de derivativos não se traduz, diretamente, na criação de valor para as empresas. Adicionalmente, de acordo com Allaynnis e Ofek (2001), caso as empresas não apresentem nenhum tipo de exposição descrita acima, não se pode esperar que a utilização de derivativos venha a agregar algum tipo de valor. O nível de utilização de derivativos foi explicado pelo volume das vendas externas de suas atividades de comércio exterior. Encontraram relação positiva do uso de derivativos com as seguintes variáveis: tamanho, gastos com pesquisa e desenvolvimento, exposição às taxas de câmbio através de vendas externas, dívida em moeda estrangeira ou operações de comércio exterior, envolvendo ou não estruturas de subsidiárias fora do país de origem. Os autores não conseguiram estimar esta variável pela falta de abertura nos balanços sobre derivativos, principalmente na questão de exposição cambial total das empresas a cada tipo de variação. Nance e al. (1993) utilizando métodos paramétricos, para uma amostra de 169 empresas com informações obtidas através do envio de questionário às empresas com questões relativas a impostos, dívida total, tamanho, oportunidades de investimento e políticas fiscais, mostram que aquelas que utilizaram derivativos eram maiores, tinham melhor estrutura de pagamento de impostos e tinham acesso a melhores oportunidades de investimento do que aquelas que não utilizavam. Bartov e Bodnar (1994) explicam que empresas americanas com posição líquida em ativos em moeda estrangeira long position, ou com fluxo de recursos em moeda estrangeira, como exemplo os exportadores, vão se beneficiar com a depreciação do dólar e sofrer com a apreciação do dólar. Inversamente, empresas americanas com uma posição líquida passiva em moeda estrangeira - short position, ou que necessitam adquirir matérias-primas ou bens em moeda estrangeira, como exemplo, os importadores, vão sofrer com a depreciação do dólar e se beneficiar com a apreciação do dólar. Portanto, existe a preocupação com a exposição à 14

15 variação das taxas de câmbio, pois se não houver um controle ou proteção (hedge) as empresas poderão enfrentar sérios problemas financeiros. O restante desta Dissertação está estruturada da forma detalhada a seguir. O Capítulo II discute a literatura relacionada ao entendimento sobre a relevância dos estudos sobre exposição cambial e os riscos da volatilidade cambial e seu efeito no valor das empresas. O capítulo III descreve a metodologia adotada e apresenta os resultados empíricos. No capítulo IV apresentamos as considerações finais dessa dissertação seguidas pelo capítulo V que se refere ao apêndice onde menciona a metodologia adotada e as definições da forma como os dados foram trabalhados para possibilitar a estimação das regressões. 15

16 II Revisão Bibliográfica Neste capítulo faremos uma breve resenha sobre estudos importantes sobre o impacto da exposição cambial no retorno real da ação. Pesquisamos vários artigos ou livros importantes sobre este assunto, sendo que escolhemos apenas três, por considerá-los mais abrangentes e muito ligados ao nosso estudo, conforme segue: II.1 Jorion (1990) The Exchange Rate Exposure of US Multinationals Neste artigo, segundo Jorion, a taxa de câmbio afeta o valor da firma e embora sendo uma das maiores fontes de incerteza para as empresas multinacionais, era até então, pouco estudada e existiam poucas pesquisas empíricas sobre os fatos determinantes da exposição cambial. Os estudos empíricos sobre esse tema começaram a partir da década de 90, com os trabalhos, de Bartov e Bodnar (1994) e Amihud (1994). Seu estudo se voltou para a exposição cambial de empresas multinacionais norte-americanas considerando o risco das moedas estrangeiras dos países onde elas atuavam, visto que as empresas que não tinham operações em outros países apresentaram baixo risco cambial. É muito importante que as empresas que têm algum tipo de exposição cambial saibam como mensurar o seu risco porque essa exposição varia sistematicamente de empresa para empresa, dependendo das características e do percentual de operações com outros países, considerando que o grau de associação entre as variáveis endógenas como preço da ação e taxa de câmbio dependem da política monetária dos países em que atuam. Na pesquisa empírica, a amostra foi constituída por empresas com e sem negócios internacionais, sendo que ficou evidenciado que a exposição à taxa de câmbio de uma 16

17 empresa é relacionada positivamente com a relação das vendas internacionais sobre as vendas totais. Jorion apresenta uma análise da exposição cambial utilizando o modelo APT (Arbitrage Pricing Theory), mostrando que o preço da ação ou retorno do ativo é influenciado pelo retorno do mercado e pela variação da taxa de câmbio. Seu artigo mostra que a exposição cambial nas empresas norte-americanas é diferente entre elas e como resultado de suas inferências, concluiu que, ao nível de significância de 5%, essas empresas apresentam exposição cambial pequena ou quase nula, sendo que no período compreendido entre 1971 e 1987 apenas 15 empresas apresentaram coeficientes significativos dentro de uma amostra composta de 287 empresas. Nos mesmos períodos compreendidos entre , , e os coeficientes que mostram a exposição cambial vão de 0,71 para 0,08 para 0,02, com o primeiro coeficiente significante que é consistente, quando se verifica que neste período, com o desenvolvimento dos mercados, os preços das ações subiram e as moedas se valorizaram simultaneamente. Concluindo, com sua pesquisa Jorion identificou relações significantes entre o valor das empresas multinacionais norte-americanas e as taxas de câmbio, caracterizando a exposição cambial que está positivamente relacionada com seu envolvimento com negócios internacionais. II.2- Dominguez e Tesar (2006) The Exchange Rate Exposure Esse estudo examina a relação existente entre a volatilidade das taxas de câmbio e o valor das empresas. É de grande importância, a correta mensuração do impacto das flutuações da taxa de câmbio sobre o valor das empresas visando buscar o equilíbrio entre risco e retorno 17

18 e amparar os gestores das empresas em suas tomadas de decisões com relação à administração, como formas de financiamento e gerenciamento de risco. Menciona que uma das principais motivações para a criação do Euro foi à busca pela eliminação das incertezas e o risco da taxa de câmbio resultante de negociação entre diversas empresas em diferentes países da Europa e estabelece que existe uma relação significante entre retorno das ações e taxas de câmbio, buscando explicar, em seu artigo, porque algumas empresas apresentam exposição cambial maior que outras. Foram analisadas diversas empresas, indústrias, multinacionais e empresas com negócios internacionais (operações de Trade Finance), e taxas de câmbio de 08 países (Chile, França, Alemanha, Itália, Japão, Holanda, Tailândia e Inglaterra) e o resultado mostra que parcela relevante das empresas e setores apresentou exposição significativa à variação das taxas de câmbio. No caso das indústrias locais, não foi encontrada nenhuma evidência que a exposição cambial seja concentrada em um setor particular, porém os dados sugeriram que as pequenas empresas apresentavam uma exposição maior. Uma explicação para este resultado seria o fato de que as grandes empresas têm acesso maior a operações de hedge e uma gestão melhor de seus riscos que as pequenas empresas. Empresas com atividades internacionais multinacionais são mais afetadas pela mudança nas taxas de câmbio. Empresas com grande volume de vendas externas, geralmente, são muito expostas a variações nas taxas de câmbio e são beneficiadas com a depreciação de suas moedas locais. Empresas voltadas para o comércio internacional correm maiores riscos cambiais em função da mudança na política cambial. Neste caso a avaliação do risco da exposição cambial vai depender da atividade da empresa. No caso de uma empresa exportadora elas serão beneficiadas por uma depreciação na moeda local e seus produtos terão preços mais 18

19 competitivos no mercado internacional. Por outro lado, se a empresa for importadora, esta depreciação irá causar um aumento nos custos operacionais da empresa. No estudo, as empresas que participam de atividades voltadas para comércio internacional têm risco cambial maior que as outras empresas que não estão listadas com estas atividades. Em sua análise de sensibilidade nos mostra que o número de empresas expostas ao câmbio aumenta quando os dados são considerados em semanas ou meses. Concluindo, o risco de exposição ao câmbio não depende somente do montante das transações internacionais que uma empresa realiza, mas também do grau de exposição a influências externas a que as economias dos países em que atua estão sujeitas. Foi testada, a relação entre exposição cambial e o retorno das ações de empresas e indústrias pesadas em 08 diferentes países. De acordo com o resultado da primeira regressão foi postulada que a exposição cambial deve ser medida de acordo com as características das empresas e em uma segunda regressão verificou-se que a exposição às taxas de câmbio é maior em pequenas empresas que em médias e grandes empresas ligadas a negócios internacionais, que conforme mencionado anteriormente pode ser em função do acesso maior das grandes empresas a operações de hedge. II.3 Abe de Jong (2006) A Firm-Specific Analysis of the Exchange-Rate Exposure of Dutch Firms Segundo de Jong, as taxas de câmbio são uma importante fonte de incerteza para as empresas, embora vários trabalhos empíricos não tenham conseguido encontrar uma forte relação entre a volatilidade das taxas de câmbio e o retorno das ações de empresas. O primeiro estudo de Jorion (1990) e os trabalhos de Amihud (1994) e Choi e Prasad (1995) investigaram empresas norte-americanas e encontraram poucas empresas com exposição cambial significante. Estudos internacionais similares de Bodnar e Gentry (1993), Dominguez e Tesar 19

20 (2006) e Doidge et al. (2006) também encontraram, surpreendentemente pequeno número de empresas que demonstraram significante sensibilidade a alterações nas taxas de câmbio. Segundo esse artigo, existem diversas razões porque esses estudos falharam em encontrar exposição cambial significante. A primeira delas é que poucas empresas da amostra são expostas, sendo que essas empresas estariam localizadas nos EUA, uma das economias menos abertas do mundo. Logo, nestes casos, o resultado mostrará baixa exposição cambial. A segunda razão é que a metodologia empregada não captura corretamente a sensibilidade da empresa em relação a variações na taxa de câmbio. E a terceira razão seria a utilização de operações de proteção cambial utilizadas por empresas para diminuir o risco cambial e reduzindo, assim, sua exposição cambial. No artigo, em primeiro lugar, foi estudada a exposição cambial de empresas holandesas, considerando que a Holanda é uma das economias mais abertas do mundo. Foram consideradas na amostra 117 empresas não-financeiras, utilizando-se uma cesta de moedas de comércio exterior, sendo que o estudo foi focado em 47 empresas que responderam ao questionário elaborado, considerando que as informações referentes à exposição cambial não eram divulgadas pelas empresas. O modelo escolhido foi o APT (Arbitrage Pricing Theory) e o resultado do estudo mostra que das 47 empresas que responderam ao questionário, 51% apresentam coeficientes significantes quanto a sua exposição cambial ao nível de 10% sendo que mais 38% dessas empresas apresentam coeficientes significantes ao nível de 5%. Comparando os resultados com pesquisas anteriores conclui-se que as empresas holandesas estão freqüentemente expostas à variação nas taxas de câmbio. Jorion (1990) encontrou em seu estudo que apenas 5% das empresas norte-americanas apresentaram coeficientes com significância em exposição cambial.. Comparando seus resultados com estudos europeus, de Jong encontra que as empresas Holandesas são muito mais expostas. Por 20

21 exemplo, para as empresas suecas, Nydahl (2001) encontra apenas 26% das empresas com significância em exposição cambial. O artigo também busca medir os determinantes de exposição cambial. Em relação à determinação da exposição cambial, o resultado de sua pesquisa mostra que o total dos ativos e a quantidade de vendas externas são significantes e positivamente relacionados à exposição cambial das empresas. Visando diminuir os riscos com a exposição às variações nas taxas de câmbio, algumas empresas fizeram operações de derivativos com o intuito de proteger sua posição e diminuindo, dessa forma, os riscos operacionais. As empresas que têm algum tipo de exposição cambial, ou de taxa de juros ou preço de commodities, seja pela necessidade de compra ou venda de moeda, seja por conta de uma subsidiária no exterior ou mesmo pelo descasamento de ativo e passivo, utilizam derivativos para garantir que terão condições de honrar seus compromissos e desse modo é esperado que essas práticas estejam positivamente relacionadas à criação de valor para a empresa. Era esperado que estas operações apresentassem efeitos significantes na diminuição da exposição cambial, mas o resultado não foi significante. Concluindo, de Jong em seu estudo examina a relação existente entre as mudanças nas taxas de câmbio e o preço das ações de uma amostra de empresas não-financeiras holandesas no período compreendido entre 1994 e Como resultado dessa pesquisa, obteve que o risco cambial está presente em mais de 50% das empresas holandesas, apresentando alto nível de exposição. Com respeito a determinantes da exposição, os resultados das equações mostraram que o total de ativos e a quantidade de vendas ao exterior são positivamente relacionados em relação à exposição cambial. O estudo mostra que a exposição cambial é reduzida com significância mediante contratação de empréstimos externos e operações internacionais conforme posição da 21

22 empresa, isto é, para se diminuir a exposição cambial as empresas deverão procurar casar seus fluxos de caixa em mesma moeda e prazo. 22

23 III Análise Econométrica O objetivo deste capítulo é a obtenção de estimativas da forma que a exposição cambial da empresa Aracruz Celulose influencia no retorno real do valor de suas ações negociadas na Bolsa de Valores de São Paulo BOVESPA. A escolha do período analisado se deu em virtude do momento inicial do Plano Real que veio a criar uma situação de estabilidade na economia brasileira, sendo que de 1995 até agora, a inflação converge progressivamente para níveis muito próximos aos observados nos países desenvolvidos. A metodologia utilizada para estimar a regressão demonstrada a seguir consistiu em coleta de dados diários, cálculo da média mensal e apuração dos logaritmos naturais para o retorno real das ações da Aracruz (r t ), o retorno do Ibovespa (R t ) e da desvalorização cambial (S t ), sendo que maiores detalhes poderão ser consultados no apêndice. Apresentamos a seguir, a equação que determina a relação entre a variável dependente (r t ) e as variáveis explicativas: Ibovespa (R t ) e Câmbio (S t ). r t = R t + 0 S t + t (III.1) Os resultados dessa regressão estão apresentados na tabela a seguir: 23

24 Tabela III.1 Resultados da Estimação da Equação III.1 Coeficiente Erro-Padrão p-valor constante -0,0068 0,0084 0,4135 R t 0,8627 0,0932 0,0000 S t 0,3622 0,2005 0,0726 Observações 178 p-valor (Estatística F) 0,0000 R 2 0,3327 R 2 -ajustado 0,3251 Durbin-Watson 1,3574 A princípio esta regressão parece explicar o comportamento do preço da ação da empresa Aracruz Celulose S.A, mas essa aparência não é garantia de qualidade na estimação. Considerando que o teste de Durbin-Watson apresentou autocorrelação serial, reestimamos a equação utilizando a matriz robusta de Newey-West fazendo a correção do desvio-padrão e buscando obter resultados mais confiáveis. Apresentamos os resultados na tabela imediatamente a seguir. Resultados da Estimação da Equação III.1 utilizando matriz robusta Newey-West Coeficiente Erro-Padrão (*) p-valor constante -0,0069 0,0100 0,4932 R t 0,8627 0,1275 0,0000 S t 0,3622 0,5240 0,4903 (*) Newey-West Observações 178 p-valor (Estatística F) 0,0000 R 2 0,3327 R 2 -ajustado 0,3251 Durbin-Watson 1,3574 Com a utilização da matriz robusta verificamos que os desvios-padrão da regressão se modificaram, sendo que os coeficientes permaneceram inalterados. Notamos que continuamos com o problema de autocorrelação dos resíduos conforme sugere o teste de Durbin-Watson. Estamos rejeitando a hipótese nula desse deste que é de ausência de autocorrelação serial, 24

25 sendo que com a sua presença, temos a possibilidade de viés nos resultados da estimação, o que será ruim para nosso modelo. Observe que, na regressão que estimaremos no final desse capítulo, o problema de autocorrelação serial será minorado, sendo que na última regressão, após a retirada de algumas variáveis com pouca significância, este problema deixará de existir, o que é muito bom para o modelo. Verificamos que o p-valor de S t apresenta-se muito alto e sem significância na regressão e, intuitivamente era esperado que a influência do câmbio no preço das ações desta empresa fosse altamente significante, visto que ela concentra suas atividades em vendas de seus produtos ao exterior, sendo o valor de suas exportações apurado em dólares. Na equação, a seguir, encontra-se inserida a variável S 2 t, buscando mostrar o impacto da volatilidade do câmbio no preço da ação da empresa em análise. r t = R t + 0 S t + µ 0 S t 2 + ε t (III.2) Os resultados dessa equação estão demonstrados na seguinte tabela: Tabela III.2 Resultados da Estimação da Equação III.2 Coeficiente Erro-Padrão (*) p-valor constante -0,0079 0,0085 0,3538 R t 0,8529 0,1561 0,0000 S t 0,2875 0,3680 0, S t 0,7183 4,3695 0,8696 (*) Newey-West Observações 178 p-valor (Estatística F) 0,0000 R 2 0,3334 R 2 -ajustado 0,3219 Durbin-Watson 1,3611 Nessa regressão verificamos que, de acordo com o teste T, individualmente, as variáveis S t e S t 2 não são significantes. Para uma melhor verificação e confirmação que o câmbio e a sua volatilidade influenciam no preço da ação, realizamos os teste de Wald (teste 25

26 de coeficientes), onde a hipótese nula é de que essas variáveis seriam iguais a zero. Testamos a hipótese nula onde os parâmetros dessas variáveis seriam iguais a zero e, considerando o resultado mostrado igual a 0,6944, não rejeitamos essa hipótese. Logo, aparentemente essas variáveis não estão apresentando significância em nosso modelo. Continuamos com o problema de autocorrelação serial e como notamos que o R 2 - ajustado está explicando apenas 33,34% o retorno real das ações, decidimos considerar algumas dummies relativas a fatos importantes ocorridos no período em análise. Logo, na busca por um modelo mais eficiente, consideraremos algumas dummies relativas a períodos de crises que causaram um aumento na volatilidade do câmbio e incertezas no mercado financeiro. Apresentaremos regressões com cada Dummy e no final deste capítulo colocaremos todas elas em uma mesma regressão para análise mais completa. Com a dummy D 1t buscaremos analisar o efeito da crise de confiança dos mercados com relação ao possível governo Lula, que gerou grande volatilidade no mercado de câmbio. Desta forma, a variável D 1t assume o valor 1 para todos os meses do ano de 2002 e o valor 0 para todos os demais períodos. Apresenta-se abaixo a equação a ser estimada: r t = D 1t + 0 R t + 1 R t D 1t + 0 S t + 1 S t D 1t + µ 0 S t 2 + µ 1 S t 2 D 1t + ε t (III.3) Observe que na formulação acima se permite que D 1t impacte o intercepto e o coeficiente de todas as variáveis independentes e os resultados dessa equação serão mostrados na tabela a seguir: 26

27 Tabela III.3 Resultados da Estimação da Equação III.3 Coeficiente Erro-Padrão (*) p-valor constante -0,0114 0,0094 0,2287 D 1t 0,0386 0,0171 0,0255 R t 0,8619 0,1588 0,0000 R t D 1t -0,4815 0,2146 0,0261 S t 0,1411 0,4369 0,7471 S t D 1t 0,6038 0,4881 0, S t 1,0928 4,4707 0,8072 S 2 t D 1t -5,6902 5,0242 0,2590 (*) Newey-West Observações 178 p-valor (Estatística F) 0,0000 R 2 0,3472 R 2 -ajustado 0,3203 Durbin-Watson 1,3777 Verificamos que nesta equação as variáveis: S t, S t D 1t, S t 2 e S t 2 D 1t, individualmente, estão com pouca significância no modelo. Na equação que acabamos de estimar, o coeficiente de exposição cambial é dado por: 0 + 1, para o ano de Como sabemos que esse foi um momento de grande volatilidade, esperávamos que o resultado fosse diferente, ou seja, que fosse mais significativo. Seguindo este raciocínio, decidimos testar se o resultado dessas duas variáveis somadas seria igual a zero. Obtivemos como resultado um p-valor igual a 0,0040, indicando que rejeitamos a hipótese nula, logo essas variáveis, em conjunto são significativas e concluímos que, no ano de 2002, a desvalorização cambial afetou o preço das ações da Aracruz. 2 Como os coeficientes de S t e S 2 t D 1t (µ 0 e µ 1 ) apresentaram sinais contrários vamos testar se eles não estão se anulando. A hipótese nula desse teste seria dada por: µ 0 + µ 1 = 0 e como obivemos o resultado igual a 0,0416, rejeitamos essa hipótese e dessa forma podemos 27

28 afirmar que a volatilidade do câmbio em 2002 foi relevante na formação dos preços dessa ação. Para confirmação da significância das variáveis realizamos testamos se os quatro coeficientes seriam iguais a zero e também rejeitamos a hipótese nula, o que confirma que estas variáveis são importantes no modelo e que no ano de 2002 a exposição cambial e a volatilidade do câmbio afetaram o retorno real da ação da empresa Aracruz. Porém, o modelo ainda se encontra com um R 2 -ajustado muito baixo, igual a 0,3472 e ainda continuamos com o problema de autocorrelação serial. Consideraremos, a seguir, uma nova dummy referente a mudança no regime de câmbio fixo para câmbio flutuante para verificação da sua importância na definição do retorno das ações da empresa em análise. Em fevereiro de 1999, o Banco Central do Brasil anunciou, por meio de comunicado ao mercado, que o câmbio não estaria mais sendo sustentado dentro de limites préestabelecidos, rompendo desta forma, com o regime de controle da taxa de câmbio câmbio fixo e dando início à política de câmbio flutuante, Dessa forma, o regime de câmbio flutuante enfrentou vários momentos adversos, a começar pelo colapso do preço das ações de empresas de alta tecnologia em 2000, a crise ocorrida na Argentina em 2001, os ataques terroristas de 11 de setembro, a crise de confiança de 2002 (conforme falamos acima e a consideramos como nossa primeira dummy) e, mais recentemente, a crise financeira global. Mas, o ambiente mundial foi, em geral, favorável, entre 2003 e 2007 o que nos leva a afirmar que no regime de flutuação cambial, o real experimentou um ambiente variado, o que nos levou a considerar uma outra dummy em nosso modelo para verificarmos se este período (mudança de câmbio fixo para flutuante) afetou o retorno das ações da empresa Aracruz Celulose. 28

29 Dessa forma, a variável D 2t assume o valor 1 para todos os meses a partir de fevereiro de 1999 até outubro de 2009 (inclusive) e zero para os demais meses da amostra (janeiro de 1995 até janeiro de 1999). Apresenta-se a seguir a equação a ser estimada: r t = D 2t + 0 R t + 2 R t D 2t + 0 S t + 2 S t D 2t + µ 0 S t 2 + µ 2 S t 2 D 2t + ε t (III.4) Os resultados da equação acima estão enumerados na tabela, a seguir: Tabela III.4 Resultados da Estimação da Equação III.4 Coeficiente Erro Padrão (*) p-valor constante -0, ,0164 0,1983 D 2t 0,0213 0,0204 0,2976 R t 0,7099 0,1231 0,0000 R t D 2t 0,3976 0,3225 0,2194 S t 0,7975 1,3654 0,5599 S t D 2t -0,2489 1,4165 0, S t 7,0237 5,9519 0,2396 S 2 t D 2t -11,238 7,7792 0,1504 (*) Newey-West Observações 178 p-valor (Estatística F) 0,0000 R 2 0,4283 R 2 -ajustado 0,4047 Durbin-Watson 1,4150 As variáveis explicativas estão aparecendo com pouca significância individualmente e, como os coeficientes de S t e S t D 2t apresentaram sinais contrários, vamos realizar o teste onde, H 0 : = 0. Como resultado deste teste, obtivemos um p-valor de 0,1436 e, logo, não rejeitamos a hipótese nula, mostrando que a exposição cambial, neste modelo e neste momento, não é significativa na explicação dos preços das ações. 29

30 2 Notamos, também, que os parâmetros das variáveis S t e S 2 t D 2t apresentam sinais contrários, logo elaboramos o teste de coeficientes onde, H 0 : + 2 = 0. O resultado aponta um p- valor igual a 0,3920 o que nos leva a não rejeitar a hipótese nula. Mas, sabemos que essa empresa é grande exportadora de seus produtos e sendo assim não nos conformamos com os resultados apontados até agora e decidimos testar todos esses parâmetros em conjunto. Nesse teste buscamos verificar se eles são iguais a zero, simultaneamente, ou seja: H 0 : 0 = 2 = = 2 = 0 e obtivemos um p-valor igual a 0,00, ou seja rejeitamos fortemente a hipótese nula e podemos considerar que essas variáveis em em conjunto são importantes na explicação do preço da ação. Portanto, a exposição cambial e a volatilidade do câmbio, juntas são relevantes na determinação do retorno da ação. Consideramos também, em nossa análise, a crise global ocorrida no período compreendido entre setembro de 2008 e maio de 2009, momento em que o mercado volta a dar sinais de estabilização como resultado das medidas tomadas pelos Bancos Centrais de vários países. Em agosto/setembro de 2008 esta crise chegou ao auge, nos EUA, com a estatização de gigantes do mercado de empréstimos pessoais e hipotecas a Federal National Mortgage Association, conhecida como Fannie Mae, e a Federal Home Loan Mortgage Corporation, apelidada de Freddie Mac, que estavam quebradas. Logo em seguida, veio o pedido de concordata do tradicional banco de investimentos Lehman Brothers, com mais de 150 anos de existência e um dos pilares financeiros de Wall Street, e a venda ao Bank of América, da corretora Merrill Lynch, uma das maiores do mundo. A onda de falências e quebras de instituições financeiras provocou a maior queda do índice Dow Jones e das Bolsas de Valores de todo mundo, inclusive da Bolsa de Valores de São Paulo. Com a constante queda da cotação do dólar norte-americano em relação a nossa moeda no período compreendido entre 2003 e 2007 e com maior intensidade em 2008, as empresas 30

31 brasileiras, em muitos casos, encorajadas por instituições financeiras, aumentaram sua exposição em contratos de derivativos de moeda, apostando na queda do dólar visando obter ganhos financeiros. Algumas empresas chegaram a obter resultado financeiro maior devido a estas operações, que o seu resultado operacional. Com o início da crise financeira global em setembro de 2008, a cotação do dólar subiu rapidamente fazendo com que empresas com alto nível de exposição cambial viessem a ter problemas, inclusive, de sobrevivência. Dessa forma, a variável D 3t assume o valor 1 para todos os meses a partir de setembro de 2008 até março de 2009 (inclusive) e zero para os demais meses da amostra. Apresentamos a seguir a equação a ser estimada: r t = D 3t + 0 R t + 3 R t D 3t + 0 S t + 3 S t D 3t + µ 0 S t 2 + µ 3 S t 2 D 3t + ε t (III.5) Os resultados dessa equação estão demonstrados na tabela que se segue: Tabela III.5 Resultados da Estimação da Equação III.5 Coeficiente Erro-Padrão (*) p-valor constante -0,0047 0,0068 0,4863 D 3t -0,1369 0,0350 0,0001 R t 0,6666 0,1002 0,0000 R t D 3t 2,6039 0,6428 0,0001 S t 0,7392 0,2793 0,0089 S t D 3t - 1,9555 1,6333 0, S t 2,9634 1,4273 0,0394 S 2 t D 3t - 11,100 5,3948 0,0412 (*) Newey-West Observações 178 p-valor (Estatística F) 0,0000 R 2 0,6741 R 2 -ajustado 0,6607 Durbin-Watson 1,7944 A regressão acima nos mostra que neste momento, a crise realmente afetou o preço das ações da empresa Aracruz Celulose, e as variáveis independentes são, individualmente, altamente significantes, com exceção da variável S t D 3t. Nesta regressão não temos o problema de autocorrelação serial confirmado pelo resultado obtido no teste de Durbin- 31

32 Watson, o que pode ser considerado como um modelo melhor e o R 2 -ajustado aponta uma explicação de 67,41% na formação dos preços da ação. Como os coeficientes de S t e S t D 3t têm sinais contrários, vamos testar se estas varáveis não estão se anulando. Como resultado deste teste (H 0 : = 3 = 0), obtivemos um p-valor igual a 0,0232 e estamos rejeitando a hipótese nula. Podemos considerar que, as variáveis acima são interessantes no nosso modelo, e dessa forma a exposição cambial da empresa, neste momento, afeta o preço de suas ações no mercado. Como os coeficientes de S 2 t e S 2 t D 3t, também têm sinais contrários, realizamos um teste onde H 0 : = 3 = 0 e obtivemos um p-valor igual a 0,0436 e rejeitamos a hipótese nula, logo, as variáveis são significativas, o que indica que a volatilidade cambial afeta o preço da ação. No modelo a seguir, serão consideradas todas as variáveis independentes e dummies: r t = D 1t + 2 D 2t + 3 D 3t + 0 R t + 1 R t D 1t + 2 R t D 2t + 3 R t D 3t + 0 S t + 1 S t D 1t + 2 S t D 2t + 3 S t D 3t + µ 0 S t 2 + µ 1 S t 2 D 1t + µ 2 S t 2 D 2t + µ 3 S t 2 D 3t + ε t (III.6) Os resultados dessa equação estão demonstrados na tabela a seguir: Tabela III.6 Resultados da Estimação da Equação III.6 Coeficiente Erro Padrão (*) p-valor constante -0,0212 0,0168 0,2093 D 1t 0,0239 0,0167 0,1554 D 2t 0,0245 0,0186 0,1908 D 3t -0,1450 0,0364 0,0001 R t 0,7099 0,1261 0,0000 R t D 1t -0,2879 0,1992 0,1503 R t D 2t -0,0414 0,1815 0,8196 R t D 3t 2,6021 0,6414 0,0001 S t 0,7975 1,3987 0,5694 S t D 1t 0,0142 0,4369 0,9739 S t D 2t -0,0668 1,4499 0,9633 S t D 3t -1,9469 1,6754 0, S t 7,0237 6,0971 0,

33 S 2 t D 1t -5,1551 2,9445 0,0819 S 2 t D 2t -6,4661 6,3711 0,3117 S 2 t D 3t 13,506 5,5455 0,0160 (*) Newey-West Observações 178 p-valor (Estatística F) 0,0000 R 2 0,7007 R 2 -ajustado 0,6729 Durbin-Watson 1,7662 As variáveis R t D 1t, R t D 2t, S t, S t D 1t, S t D 2t, S t D 3t, S t 2, S t 2 D 1t e S t 2 D 2t de acordo com o teste T parecem sem significância, individualmente. Notamos também que temos dois parâmetros com sinais contrários e procederemos a teste de Wald onde testaremos se esses parâmetros são iguais a zero (H 0 : = 0). Como resultado deste teste obtivemos um p-valor igual a 0,0045 o que nos levou a rejeitar a hipótese nula. Dessa forma, a variável relativa à exposição cambial é relevante no modelo. Testamos também se H 0 : que apresentou um p-valor igual a 0,1476 e dessa forma não rejeitamos a hipótese nula, sugerindo que essas variáveis não seriam significativas no modelo. Realizamos um teste adicional com todas essas variáveis que parecem não serem significativas no modelo, onde H 0 : 1 = 2 = 0 = 1 = 2 = 3 = 0 = 1 = 2 = 0. Como resultado deste teste obtivemos p-valor igual a zero o que nos leva a rejeitar fortemente a hipótese nula deste teste. Observe que, após vários testes verificamos que as variáveis, em conjunto, explicam o preço da ação e sabemos que em alguns casos variáveis sem significância podem roubar significância de outras. Ou seja, a exposição cambial e a volatilidade do câmbio nos diversos momentos apontados em nosso estudo afetaram o retorno real das ações da Aracruz. As variáveis independentes estão explicando o preço da ação em 67,29% (R 2 -ajustado ). Como voltamos a ter problemas de autocorrelação serial, resolvemos buscar um novo modelo onde as variáveis independentes fossem mais significativas individualmente, ou seja, embora a exposição 33

34 cambial e a volatilidade do câmbio tenham afetado o preço das ações, qual seria o momento que mais significativo, e chegamos ao modelo a seguir: r t = D 1t + 2 D 2t + 3 D 3t + 0 R t + 3 R t D 3t + 0 S t + 2 S t D 2t + µ 3 S t 2 D 3t + ε t (III.7) Os resultados da equação acima estão demonstrados na tabela III.7. Tabela III.7 Resultados da Estimação da Equação III.7 Coeficiente Erro-Padrão p-valor constante -0,0307 0,0117 0,0094 D 1t 0,0146 0,0243 0,5493 D 2t 0,0343 0,0139 0,0144 D 3t -0,1703 0,0366 0,0000 R t 0,6941 0,0662 0,0000 R t D 3t 3,5778 0,4001 0,0000 S t 2,2897 0,3515 0,0000 S t D 2t -1,5879 0,3880 0,0001 S 2 t D 3t 12,0062 4,3105 0,0060 Observações 178 p-valor (Estatística F) 0,0000 R 2 0,6886 R 2 -ajustado 0,6739 Durbin-Watson 1,8167 É importante frisar que a gestão de uma empresa como a empresa Aracruz Celulose S.A., grande exportadora de papel e celulose, tem constantemente a preocupação com a exposição da empresa ao dólar norte-americano, considerando seu principal mercado de atuação, os EUA, e mesmo as vendas para outros países também são negociados nesta moeda. O resultado da equação III.7 nos mostra que as variáveis Ibovespa, Ibovespa com o impacto da crise global ocorrida em agosto/setembro de 2008, exposição cambial devido à desvalorização cambial durante a mudança de câmbio fixo para flutuante, em janeiro de 1999 e a volatilidade da moeda no período da crise global são importantes na explicação do retorno 34

35 real das ações da Aracruz foi impactado, sendo que todas as variáveis apontadas são significativas individualmente. Importante ressaltar que como o teste Durbin-Watson igual a 1,8167 mostrou que não temos o problema de autocorrelação serial, indicando que podemos considerar os resultados obtidos com as estimativas dos mínimos quadrados sem temor de perda de eficiência ou de tendenciosidade dos erros-padrão estimados, não realizamos a última regressão em Newey- West. Seria importante considerarmos dois fatores, na equação III.7: (1) O impacto do preço da ação no período anterior sobre o preço atual das ações e, (2) A verificação de um possível problema de endogeneidade. Vamos, então, efetuar alguns testes considerando estes potenciais problemas no modelo apresentado. Objetivando verificar se o preço da ação no período anterior teria alguma influência sobre o preço da ação no período em análise, colocamos na equação acima a variável r t-1 como variável explicativa e estimamos a regressão em MQO. r t = D 1t + 2 D 2t + 3 D 3t + 0 R t + 3 R t D 3t + 0 S t + 2 S t D 2t + µ 3 S t 2 D 3t +δr t-1 + ε t (III.8) Os resultados da equação acima estão demonstrados na tabela III.8. Tabela III.8 Resultados da Estimação da Equação III.8 Coeficiente Erro-Padrão p-valor constante -0,0347 0,0117 0,0034 D 1t 0,0162 0,0239 0,4980 D 2t 0,0366 0,0138 0,0091 D 3t -0,1481 0,0402 0,0003 R t 0,7091 0,0669 0,0000 R t D 3t 3,3902 0,4175 0,0000 S t 2,3667 0,3471 0,0000 S t D 2t -1,6768 0,3835 0,0000 S 2 t D 3t 10,3058 4,4644 0,0222 r t-1 0,0588 0,0486 0,2282 Observações

36 p-valor (Estatística F) 0,0000 R 2 0,7021 R 2 -ajustado 0,6860 De acordo com o resultado acima, p-valor igual a 0,2282, verificamos que a variável correspondente ao preço da ação no mês anterior não é significativa na explicação do retorno da ação da empresa em análise. Comparando-se os coeficientes das tabelas III.7 e III.8, verificamos que os coeficientes das variáveis explicativas modificaram muito pouco e, logo a inclusão da variável correspondente ao preço da ação no período anterior não seria importante para nosso modelo. Tabela comparativa dos coeficientes Coef Tab III.7 p-valor Coef Tab III.8 p-valor constante -0,0307 0,0094-0,0347 0,0034 D 1t 0,0146 0,5493 0,0162 0,4980 D 2t 0,0343 0,0144 0,0366 0,0091 D 3t -0,1703 0,0000-0,1481 0,0003 R t 0,6941 0,0000 0,7091 0,0000 R t D 3t 3,5778 0,0000 3,3902 0,0000 S t 2,2897 0,0000 2,3667 0,0000 S t D 2t -1,5879 0,0001-1,6768 0,0000 S 2 t D 3t 12,0062 0, ,3058 0,0222 Nos modelos econométricos estruturais de uma equação, as variáveis explicativas são a causa que explicam a variação da variável dependente e a variável endógena (dependente) reflete o efeito provocado pela variação das variáveis explicativas. Uma das hipóteses básicas da regressão em MQO admite a ausência de correlação das variáveis explicativas com o termo de erro. A infração da hipótese de exogeneidade das variáveis explicativas torna impróprio o método MQO uma vez que os estimadores obtidos se tornam viesados e não consistentes. Estimamos a equação III.8 de acordo com os Mínimos Quadrados de 2 Estágios (MQ2E) e utilizamos como instrumentos, as variáveis explicativas defasadas, e o resultado encontrado não foi satisfatório, pois todas as variáveis explicativas mostraram pouca ou nenhuma significância. 36

37 Como observamos problemas na estimação acima mencionada, estimaremos a mesma equação, utilizando os Mínimos Quadrados Ordinários (MQO), considerando apenas as variáveis explicativas defasadas, conforme equação abaixo: r t = D 1t D 2t D 3t R t R t-1 D 3t S t + 2 S t-1 D 2t-1 + µ 3 S t-1 2 D 3t-1 + ε t (III.9) Os resultados da equação acima estão demonstrados na tabela III.9. Tabela III.9 Resultados da Estimação da Equação III.9 Coeficiente Erro-Padrão p-valor Constante -0,0115 0,0189 0,5412 D 1t-1 0,0145 0,0394 0,7120 D 2t-1 0,0215 0,0224 0,3387 D 3t-1-0,1030 0,0590 0,0831 R t-1-0,0547 0,1070 0,6096 R t-1 D 3t-1 1,8492 0,6465 0,0048 S t-1 1,2363 0,5679 0,0309 S t-1 D 2t-1-1,1649 0,6273 0,0651 S 2 t-1 D 3t-1-0,0894 6,9632 0,9898 Observações 178 p-valor (Estatística F) 0,0000 R 2 0,1923 R 2 -ajustado 0,1538 De acordo com os resultados apontados na tabela acima, verificamos que a maior parte das variáveis explicativas não são significativas considerando-se este modelo onde mostramos todas essas variáveis explicativas com defasagem e ao fazermos o teste dos coeficientes (teste de Wald) verificamos que essas variáveis não são importantes, pois não rejeitamos a hipótese nula deste teste onde afirma que as variáveis são iguais a zero. Na próxima equação, incluiremos o preço da ação defasado como variável explicativa buscando verificar se ocorrerá alguma melhora no modelo apresentado acima: 37