A AVALIAÇÃO DO DESEMPENHO CONDICIONAL DE FUNDOS

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1 82 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS A AVALIAÇÃO DO DESEMPENHO CONDICIONAL DE FUNDOS DE INVESTIMENTO E O PROBLEMA DAS REGRESSÕES ESPÚRIAS: UM ESTUDO EMPÍRICO PARA O MERCADO PORTUGUÊS PAULO LEITE * E MARIA CÉU CORTEZ ** RESUMO Neste artigo é avaliado e comarado o desemenho de fundos de acções ertencentes ao mercado Português, que investem quer no mercado local quer no mercado Euroeu, utilizando modelos de avaliação do desemenho condicionais e não condicionais. Em vez das habituais variáveis locais, este estudo utiliza variáveis de informação ública euroeias e analisa detalhadamente o imacto nas estimativas do desemenho da utilização de variáveis condicionais sujeitas a um rocesso estocástico de remoção da tendência ( detrended ), de modo a evitar os efeitos decorrentes de otenciais regressões esúrias. Os resultados sugerem que os gestores dos fundos não são caazes de bater o mercado, aresentando desemenhos negativos ou neutros. Para além disso, é ossível observar um efeito distância, na medida em que os gestores que investem no mercado local aresentam um desemenho suerior ao dos que investem no mercado Euroeu. A introdução da condicionalidade melhora quer as estimativas de desemenho quer o oder exlicativo dos modelos, com evidência de betas (mas não de alfas) variáveis ao longo do temo. No entanto, a utilização de variáveis detrended ermite concluir que a significância estatística das variáveis de informação se deve à existência de regressões esúrias. Palavras-Chave: Fundos de Investimento, Avaliação do Desemenho Condicional, Regressões Esúrias 1. INTRODUÇÃO A avaliação do desemenho dos gestores de carteiras de investimento tem registado uma significativa evolução ao longo das últimas décadas e continua a ser um dos temas da maior actualidade e imortância na área das Finanças, articularmente devido aos recentes e romissores desenvolvimentos de enorme interesse, não só ara os académicos mas também ara os ráticos. Embora relevante, esta questão é também algo controversa: or um lado, se os gestores evidenciarem caacidades ara bater o mercado, tal terá imlicações ao nível da eficiência dos mercados financeiros, um conceito que está na base dos modelos de avaliação de activos utilizados; or outro lado, evidência de desemenho neutro ou inferior ao mercado teria imlicações ao nível da estrutura do rório sector, com o consequente desaarecimento dos fundos que sistematicamente os evidenciem. * Instituto Politécnico do Cávado e do Ave, Escola Suerior de Gestão, Barcelos, Portugal ** NEGE, Universidade do Minho, Escola de Economia e Gestão, Gualtar, Braga, Portugal

2 83 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES A MOBILIÁRIOS AVALIAÇÃO DO DESEMPENHO CONDICIONAL DE FUNDOS DE INVESTIMENTO : 83 A grande maioria dos estudos emíricos realizados, baseados em metodologias de avaliação do desemenho não condicionais, conclui que os fundos têm um desemenho inferior ao mercado. Todavia, nestas circunstâncias, estes tenderiam a ser substituídos or estratégias assivas de investimento, facto que contraria a existência e crescimento do sector. Neste contexto, novas metodologias de estudo, entre as quais se engloba a avaliação do desemenho condicional, rocuram reexaminar o desemenho dos gestores de fundos de investimento. Os modelos de avaliação do desemenho condicionais avaliam os gestores de carteiras tendo em consideração a informação ública disonível, reresentada or um vector de variáveis desfasadas, no momento em que as rendibilidades foram geradas. Assim, ao admitirem a variabilidade temoral do risco e rendibilidades eseradas, estes modelos deverão ermitir a obtenção de estimativas de desemenho mais recisas (Chen e Knez, 1996; Ferson e Schadt, 1996). A imortância da utilização das variáveis de informação desfasadas na revisão da evolução das rendibilidades de acções e obrigações ode, no entanto, ser osta em causa, já que estas séries tendem a comortar-se de forma ersistente (e.g.: Ferson, Sarkissian e Simin, 2003b). De facto, uma grande arte dos estudos emíricos realizados não leva em consideração este otencial roblema, o que faz questionar se a significância das variáveis de informação utilizadas se oderá dever à existência de regressões esúrias. Neste contexto, os objectivos rinciais deste estudo são os seguintes: (1) avaliar e comarar o desemenho de uma amostra de fundos de investimento mobiliários de acções ertencentes ao mercado Português utilizando quer modelos de avaliação condicionais quer os mais usuais modelos não condicionais e, desta forma, investigar o imacto da introdução das variáveis condicionais nas estimativas do desemenho e averiguar a existência de betas e/ou alfas variáveis ao longo do temo; (2) estudar, de forma detalhada, a influência nas estimativas do desemenho da utilização de variáveis condicionais sujeitas a um rocesso estocástico de remoção da tendência ( detrended ), com vista a evitar o surgimento de regressões esúrias. Este artigo está organizado da seguinte forma: na Secção seguinte é efectuada uma breve revisão da literatura sobre a avaliação do desemenho condicional. A Secção 3 é dedicada à descrição das metodologias de avaliação do desemenho utilizadas. Na Secção 4 descreve-se a base de dados. A Secção 5 aresenta e discute os rinciais resultados emíricos deste estudo. Por último, na Secção 6 são exostas as conclusões. 2. REVISÃO DA LITERATURA Uma das limitações aontadas às medidas tradicionais de avaliação do desemenho (Treynor, 1965; Share, 1966; Jensen, 1968) centra-se no facto de estas ressuorem a existência de uma medida de risco constante ao longo do eríodo de avaliação. Neste sentido, estas medidas constituem uma abordagem não condicional da avaliação do desemenho, dado que não consideram a informação disonível acerca do estado da economia na estimação do risco e rendibilidades eseradas, assumindo que estes ermanecem constantes ao longo do temo.

3 84 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS Na rática, tanto o risco como as rendibilidades eseradas variam ao longo do temo, elo que as abordagens não condicionais tenderão a roduzir estimativas de desemenho enviesadas, já que confundem a variação do risco e rémios de risco com a restação do gestor. Na literatura, há vários estudos que reconhecem a existência de enviesamentos nestas medidas quando os gestores evidenciam caacidades de timing ou utilizam determinadas estratégias dinâmicas que resultem numa variação do risco (e.g.: Jensen, 1972; Grant, 1977; Dybvig e Ross, 1985; Grinblatt e Titman, 1989b). Por outro lado, ao longo dos últimos anos vários estudos (e.g.: Fama e French, 1989; Ilmanen, 1995; Pesaran e Timmermann, 1995; Silva, Cortez e Armada, 2003) têm mostrado a relevância e utilidade de determinadas variáveis, tais como taxas de crescimento dos dividendos ou taxas de juro, na revisão da evolução das rendibilidades de acções e obrigações, o que deu origem a imortantes desenvolvimentos ao nível dos modelos de avaliação de activos e, osteriormente, ao nível da avaliação do desemenho de fundos de investimento. De facto, como essas variáveis, que ermitem catar o estado da economia, são informação ública, então os investidores odem usar estes indicadores ara actualizarem as suas exectativas acerca das rendibilidades eseradas. Neste contexto, as medidas de desemenho deverão incororar esta variação temoral (Ferson e Schadt, 1996). Surgiram, assim, os modelos de avaliação do desemenho condicional, que avaliam os gestores das carteiras levando em consideração a informação ública disonível no momento em que as rendibilidades foram geradas (Farnsworth, 1997), o que ermite que tanto o risco como as rendibilidades eseradas variem ao longo do temo, em função da informação disonível acerca do estado da economia. Desta forma, uma estratégia de investimento que ossa ser relicada utilizando aenas essa informação ública, erfeitamente disonível, não deve ser reconhecida como desemenho suerior. Quando alicados emiricamente, os modelos de avaliação do desemenho condicional arecem evidenciar uma maior robustez estatística (em termos de significância) das resectivas medidas de desemenho (e.g.: Chen e Knez, 1996; Ferson e Schadt, 1996; Christoherson, Ferson e Glassman, 1998; Christoherson, Ferson e Turner, 1999; Ferson e Qian, 2004), com alguns estudos a argumentarem ainda que esta nova abordagem ermite a obtenção de melhores estimativas de desemenho. Para além disso, a introdução da condicionalidade é também imortante do onto de vista económico, já que ermite encontrar adrões nos betas dos fundos e, assim, auxiliar o investidor a acomanhar o comortamento dinâmico dos gestores de carteiras (Otten e Bams, 2004). Enquanto o mercado dos Estados Unidos da América tem sido amlamente estudado, a avaliação do desemenho condicional de fundos de investimento nos mercados Euroeus, em geral (a única exceção é o mercado do Reino Unido), e no mercado Português, em articular, são ainda tóicos de esquisa largamente inexlorados. Adicionalmente, há estudos emíricos que sugerem que noutros mercados a utilização da informação condicional não se afigura tão imortante como no mercado Americano (e.g.: Sawicki e Ong, 2000, no mercado Australiano, Otten e Bams, 2002, e Blake, Lehmann e Timmermann, 2002, em mercados Euroeus).

4 85 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES A MOBILIÁRIOS AVALIAÇÃO DO DESEMPENHO CONDICIONAL DE FUNDOS DE INVESTIMENTO : 85 Ao nível do mercado Português, o único estudo de que temos conhecimento que versa sobre a avaliação do desemenho condicional de fundos de investimento de acções é o de Cortez e Silva (2002). Baseados aenas no modelo arcialmente condicional, os autores avaliam o desemenho de um conjunto de 12 fundos de acções nacionais no eríodo Abril 1994 Março 1998, sendo os seus resultados coerentes com a utilização de uma abordagem condicional. 3. METODOLOGIA 3.1. Modelo Não Condicional A medida de desemenho não condicional utilizada neste estudo corresonde ao alfa de Jensen (1968), que consiste na interceção ( ) da seguinte regressão, baseada na versão ex-ost do CAPM: r, t r, t rm, t, t [1] onde reresenta a rendibilidade em excesso (relativamente à taxa isenta de risco) da carteira durante o eríodo t, r m, t reresenta a rendibilidade em excesso do mercado durante o mesmo eríodo, é a medida do risco sistemático da carteira e,t é uma variável residual que aresenta um valor eserado de zero, variância constante e não está correlacionada nem com a rendibilidade do mercado nem com a comonente residual de outros títulos. A obtenção de um alfa ositivo (negativo) e estatisticamente significativo indica um desemenho suerior (inferior) ao do mercado Modelos Condicionais Enquanto que no modelo não condicional tanto a medida de desemenho como a medida de risco são constantes, no modelo condicional roosto or Ferson e Schadt (1996) admite-se a variabilidade temoral dos betas. Assim, o beta condicional é uma função linear de um vector de variáveis desfasadas, Z t1, que reresenta a informação ública disonível no momento t-1 ara rever as rendibilidades do momento t: ( Zt 0 zt 1. 1) [2] onde zt 1 Zt 1 é um vector dos desvios de Z t1 em relação aos valores médios (não condicionais), é um vector que mede a relação entre o beta condicional e as variáveis informativas e 0 é um beta médio, reresentativo da média (não condicional) dos betas condicionais: ( 1 ) E Z t EZ Se conjugarmos as equações [1] e [2] obtemos a seguinte regressão: [3] onde, t Zt 1, t rm, t Z 1 e t reresenta uma medida de desemenho condicional. Se um gestor utilizar aenas a informação ública contida em Z t1, o seu alfa condicional deverá ser igual a zero, evidenciando um desemenho neutro. Por esta razão é que a avaliação do desemenho condicional é consistente com um mercado eficiente na forma semiforte, como descrito or Fama (1970). zt 1 rm, t t r, t 0 rm, t, 0

5 86 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS A regressão [3] oderá, também, ser ersectivada como um modelo multi-factor, sendo a rendibilidade em excesso do mercado o rimeiro factor e o roduto dessa rendibilidade com cada uma das variáveis de informação os factores adicionais. Estes factores adicionais odem ser interretados como as rendibilidades resultantes de estratégias dinâmicas de investimento, que consistem em deter z t 1 unidades do índice de mercado vendendo ou edindo emrestado z t1.unidades em Bilhetes do Tesouro, constituídas com o intuito de reroduzir o comortamento do beta do fundo ao longo do temo. Assim, a obtenção de um alfa condicional ositivo indicará que a rendibilidade média obtida elo gestor é suerior à rendibilidade média obtida através dessas estratégias dinâmicas. O modelo roosto or Ferson e Schadt (1996) é um modelo arcialmente condicional, já que aenas admite a variabilidade temoral dos betas das carteiras, assumindo que o alfa é constante. No entanto, tanto os betas como os alfas odem variar de acordo com as condições do mercado elo que, se o desemenho do rório gestor variar ao longo do temo, um alfa constante não acrescenta muito oder exlicativo ao modelo na tentativa de melhor avaliar o desemenho. Seguindo esta linha de raciocínio, Christoherson, Ferson e Glassman (1998) extendem o modelo de Ferson e Schadt (1996) ao assumirem que também o alfa é uma função linear do vector : z t1 1) ( Zt 0 A zt 1 [4] dando origem ao modelo seguinte: [5] onde é o alfa médio e o vector A mede a sensibilidade do alfa condicional relativamente às variáveis de informação. Esta extensão do modelo ermite estimar os alfas condicionais e acomanhar a sua variação ao longo do temo em função das variáveis condicionais utilizadas. 4. DESCRIÇÃO DOS DADOS 4.1. Amostras z t 1 rm, t t r, t 0 A z t 1 0 rm, t, 0 Este estudo utiliza duas amostras de fundos de investimento mobiliários abertos de acções, domiciliados no mercado ortuguês e classificados de acordo com os critérios da Associação Portuguesa de Fundos de Investimento, Pensões e Patrimónios (APFIPP) como Fundos de Acções Nacionais (FAN) ou Fundos de Acções da União Euroeia, Suíça e Noruega (FUE), ara o eríodo comreendido entre Junho de 2000 e Junho de A motivação ara a utilização e comaração do desemenho de fundos ertencentes a duas classes distintas resulta da crescente tendência ara a integração dos mercados financeiros ao nível Euroeu, facto que tem levado os investidores ortugueses a investirem cada vez mais noutros mercados. Adicionalmente, a consideração destas duas categorias ermite investigar o efeito distância. Para a construção das amostras foram levadas em consideração fusões/incororações noutros fundos, bem como alterações de denominação ou de olíticas de investimento or arte dos fundos. 1- Aesar de se afigurar como desejável a escolha de um eríodo mais alargado, tal consideração reduziria de forma substancial o número de fundos disoníveis ara análise, ara além de que foi também necessário ter em atenção a disonibilidade de dados relativos às variáveis condicionais utilizadas.

6 87 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES A MOBILIÁRIOS AVALIAÇÃO DO DESEMPENHO CONDICIONAL DE FUNDOS DE INVESTIMENTO : 87 Os fundos constituintes da rimeira amostra, num total de 24, encontram-se descritos na Tabela 1 e são aqueles que sobreviveram a todo o eríodo em análise elo que, or conseguinte, ainda existiam em 30 de Junho de Como odemos observar na Tabela 2, esta amostra reresenta, em média e ara o eríodo em análise, cerca de 54% da quota de mercado dos fundos de acções do mercado Português. Tabela 1 Fundos de Investimento Sobreviventes Tabela 2 Síntese das Características dos Fundos Sobreviventes Esta tabela mostra os valores médios, ara o eríodo em estudo (Junho 2000 Junho 2004), do Valor Líquido Global (VLG) dos fundos sobreviventes e da resectiva quota de mercado. A quota de mercado refere-se ao eso do VLG de cada fundo relativamente ao VLG de todos os fundos de investimento mobiliários de acções. Fonte: Comissão do Mercado de Valores Mobiliários (CMVM). 2- Pese embora este fundo estar resentemente classificado como Fundo de Acções da União Euroeia, até 19 de Maio de 2003 era um Fundo de Acções Nacionais. Como durante a maioria do eríodo em análise ertenceu a esta última categoria, otou-se or mantê-lo integrado nesta classificação.

7 88 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS De modo a evitar o surgimento de enviesamentos decorrentes do facto de a amostra de fundos estudada conter aenas fundos que sobreviveram a todo o eríodo em análise ( survivorshi bias ), foi constituída uma segunda amostra, descrita na Tabela 3, constituída elos fundos que desaareceram durante o mesmo eríodo 3. Tabela 3 Fundos de Investimento Não Sobreviventes A questão do survivorshi bias é um roblema crítico nos estudos de avaliação do desemenho orque os fundos que desaarecem tendem a fazê-lo elo facto de evidenciarem desemenhos ersistentemente fracos, elo que ao se estudarem aenas os fundos sobreviventes o desemenho tenderá a ser sobrestimado. No entanto, entre os autores que abordam este tóico na literatura não existe um consenso sobre a magnitude e significância deste tio de enviesamento. De facto, enquanto alguns estudos sugerem que o seu imacto é muito equeno e/ou não estatisticamente significativo (e.g.: Grinblatt e Titman, 1989a; Brown et al., 1992; Brown e Goetzmann, 1995), outros sugerem que o seu imacto nas estimativas do desemenho é significativo (e.g.: Malkiel, 1995; Blake e Timmermann, 1998). Para além disso, há ainda estudos que defendem que a existência deste enviesamento deende da redisosição dos investidores ara desinvestirem dos fundos cujo desemenho seja consistentemente fraco (e.g.: Shukla e Trzcinka, 1994). Neste caso concreto, ara avaliar o imacto do survivorshi bias, em cada categoria de fundos foram comaradas as rendibilidades (ajustadas e não ajustadas ao risco) de uma carteira de fundos sobreviventes com a de uma carteira que continha todos os fundos (sobreviventes e não sobreviventes), ambas construídas com iguais onderações. Esta análise ermitiu constatar que o imacto deste tio de enviesamento nas estimativas de desemenho é muito equeno, variando entre -0.51% e 0.70% ao ano, elo que os nossos resultados não são significativamente afectados or este otencial roblema A comosição desta amostra foi confirmada quer com a Associação Portuguesa de Fundos de Investimento, Pensões e Patrimónios (APFIPP) quer com a Comissão do Mercado de Valores Mobiliários (CMVM). 4- No entanto, saliente-se que os FAN aresentam um survivorshi bias negativo, o que significa que o imacto dos fundos não sobreviventes na carteira que contém todos os fundos é ositivo e não negativo, como seria de eserar. Este facto arece estar mais relacionado com os movimentos de concentração ocorridos durante o eríodo em análise no sector bancário nacional, que controla o mercado dos fundos de investimento, do que roriamente com desemenhos fracos or arte dos fundos, já que 16 dos 20 fundos que desaareceram foram fundidos/incororados noutros fundos.

8 89 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES A MOBILIÁRIOS AVALIAÇÃO DO DESEMPENHO CONDICIONAL DE FUNDOS DE INVESTIMENTO : Rendibilidade dos Fundos e do Mercado Os dados necessários ara o cálculo das rendibilidades mensais dos fundos, nomeadamente o valor das unidades de articiação e dividendos distribuídos, foram obtidos junto das resectivas Sociedades Gestoras. As rendibilidades, ajustadas a dividendos ( R, t ), foram calculadas como ln UP, t UP,onde UP, t 1, t ( UP, t 1 ) reresenta o valor da unidade de articiação do fundo no fim do eríodo t (t-1). As cotações das unidades de articiação são líquidas de imostos e de comissões de gestão e de deósito, mas não englobam comissões de subscrição ou de resgate. Quanto a dividendos, aenas um dos fundos estudados distribuiu dividendos durante o eríodo em análise; ara esse caso, foi considerado o seu reinvestimento na mesma data em que foram distribuídos. A Tabela 4 aresenta algumas estatísticas das rendibilidades das carteiras de fundos utilizadas neste estudo, na qual se ode verificar que estas são, em média e ara o eríodo em análise, negativas e normalmente distribuídas. 5 Tabela 4 Estatísticas das Rendibilidades das Carteiras de Fundos Esta tabela mostra os valores das rendibilidades (não ajustadas ao risco), mensais e exressas em ercentagem, das carteiras de FAN e FUE construídas ara o eríodo Junho 2000 Junho val (JB) é o valor de robabilidade da estatística Jarque-Bera exceder, em valor absoluto, o valor observado ara a hiótese nula de existência de uma distribuição normal. Para o cálculo das rendibilidades da carteira de mercado foram utilizados dois índices ajustados a dividendos: o índice PSI-20 TR, no caso dos FAN, obtido junto da Euronext Lisboa e o índice MSCI Euroe TR, no caso dos FUE, obtido através da Morgan Stanley Caital International (MSCI). Em ambos os casos, a correcção ela distribuição de dividendos é ilíquida de imostos, de modo a reresentar o seu reinvestimento na carteira de acções subjacente ao índice. A rendibilidade do mercado no eríodo t ( R m, t) foi calculada como ln I m, t Im, t1, onde.. I m, t reresenta o valor do índice de mercado no eríodo t e I m, t 1 o valor do mesmo índice no eríodo t-1. As estimativas da taxa isenta de risco foram calculadas a artir da série de rendibilidades 5- No que reseita aos fundos individuais, as rendibilidades médias mensais são negativas ara todos os fundos sobreviventes e ara 15 dos fundos não sobreviventes. Utilizando a estatística Jarque-Bera, aenas um fundo rejeita a hiótese nula de existência de uma distribuição normal das rendibilidades, ara um nível de significância de 5%.

9 90 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS anualizadas da taxa Euribor (Euro Interbank Offered Rate) a 1 mês, obtida junto do Banco de Portugal, tendo sido utilizada a relação de roorcionalidade ara o cálculo das taxas mensais Variáveis Condicionais Neste estudo são utilizadas como variáveis condicionais a taxa de crescimento dos dividendos (dividend yield) de um índice de mercado, uma medida do declive da estrutura temoral das taxas de juro e um indicador das taxas de juro de curto razo. Uma vez que, na literatura, se têm afigurado como relevantes na revisão da evolução das rendibilidades de acções, estas mesmas variáveis são também utilizadas na maior arte dos estudos emíricos já realizados (e.g.: Ferson e Schadt, 1996; Christoherson, Ferson e Glassman, 1998; Cortez e Silva, 2002). É utilizado na análise um desfasamento temoral de 1 mês ara cada variável, de modo a que estas ossam ser indicadores reresentativos de informação ública disonível ara os investidores. Uma contribuição deste estudo é o facto de serem utilizadas variáveis de informação referentes ao mercado Euroeu, ara as duas classes de fundos a estudar, ao asso que na esmagadora maioria dos estudos emíricos são utilizadas variáveis locais. A justificação ara a utilização destas variáveis está relacionada com o estabelecimento da União Económica e Monetária (UEM) e a adoção do Euro que, ara além de originarem uma maior convergência das rendibilidades de obrigações, taxas de inflação e taxas de juro, têm também contribuído ara um crescente grau de integração dos mercados de acções a nível Euroeu (e.g.: Fratzscher, 2002; Kim, Moshirian e Wu, 2005; Hardouvelis, Malliaroulos e Priestley, 2006). Por esta razão, as rendibilidades eseradas nos mercados de acções assaram a ser cada vez mais determinadas elo risco do mercado Euroeu e menos elo risco do mercado local (Hardouvelis, Malliaroulos e Priestley, 2006). Assim, o dividend yield (DY) do índice de mercado foi calculado tendo or base o índice MSCI Euroe. O valor obtido ara cada mês resulta do quociente entre o somatório dos dividendos agos elas emresas constituintes do índice nos 12 meses imediatamente anteriores ela cotação actual do mesmo, tendo os dados sido fornecidos ela MSCI. Como medida do declive da estrutura temoral de taxas de juro (TS) é geralmente utilizada a diferença entre as rendibilidades de duas obrigações, uma de longo razo e outra de curto razo. No caso concreto, como indicador de longo razo foi utilizada a taxa de rendibilidade anualizada das obrigações do governo alemão (dado tratar-se do mercado mais reresentativo da Euroa no que reseita ao segmento obrigacionista) com uma maturidade suerior a 9 mas inferior a 10 anos, obtida através do Banco Central Euroeu. Embora fosse referível utilizar, também, a taxa de rendibilidade de uma obrigação emitida elo governo alemão como indicador de curto razo, não nos foi ossível obter tais dados ara o eríodo em análise, dada a inexistência de um mercado líquido de Bilhetes do Tesouro. Assim, otou-se or utilizar a rendibilidade anualizada da taxa Euribor a 3 meses, obtida através do Banco de Portugal. Por último, como indicador do nível das taxas de juro de curto razo (EUR) foi, também, utilizada a rendibilidade anualizada da taxa Euribor

10 91 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES A MOBILIÁRIOS AVALIAÇÃO DO DESEMPENHO CONDICIONAL DE FUNDOS DE INVESTIMENTO : 91 a 3 meses. Como sugerido or Ferson e Schadt (1996), nos testes estatísticos utilizamos não o nível das variáveis de informação mas sim o seu desvio face ao valor eserado, o que ermite trabalhar com variáveis de média zero, rocedimento imortante ara evitar enviesamentos nas regressões e facilitar a interretação dos resultados. 5. RESULTADOS EMPÍRICOS 5.1. Modelo Não Condicional A avaliação do desemenho da nossa amostra de fundos sobreviventes foi efectuada quer a um nível global, através da construção de duas carteiras de fundos (uma ara cada categoria) com iguais onderações, quer ao nível dos fundos considerados individualmente. Assim, o desemenho de cada categoria de fundos foi estimado através da construção de uma carteira que inclui todos os fundos (um fundo de fundos) e não calculando aenas a média dos resultados dos fundos individuais. A oção de utilizar iguais onderações justifica-se elo facto de, numa indústria altamente concentrada, uma carteira na qual as onderações fossem distribuídas de acordo com o tamanho de cada fundo tender a ser dominada or um número muito reduzido de grandes fundos. A Tabela 5 aresenta as estimativas de desemenho e risco obtidas com o modelo não condicional. Tabela 5 Medidas de Desemenho e Risco utilizando o Modelo Não Condicional Esta tabela aresenta as estimativas de desemenho e risco, obtidas através da regressão r, t r m, t, t, ara as duas carteiras de fundos sobreviventes. Os valores aresentados ara a medida de Jensen encontram-se exressos em ercentagem. R 2 (aj.) é o coeficiente de determinação ajustado, exresso em ercentagem. Os asteriscos são utilizados ara identificar os coeficientes estatisticamente significativos ara os níveis de significância de 1% (***), 5% (**) e 10% (*), tendo os erros das estimativas sido ajustados quanto a heteroscedasticidade e autocorrelação segundo o método de Newey e West (1987). São também indicados o número de fundos individuais que aresentam alfas ositivos (N+) ou negativos (N ), bem como o número desses coeficientes que são estatisticamente significativos ara um nível de significância de 5%, assinalado entre arêntesis rectos. Os resultados sugerem que os gestores dos fundos não são caazes de bater o mercado, aresentando desemenhos negativos ou neutros, sendo os coeficientes de determinação ajustados elevados ara ambas as carteiras. Este tio de evidência é consistente com a maior arte dos estudos emíricos realizados. A comaração entre os resultados das duas categorias de fundos estudadas é, sem dúvida, interessante ois enquanto a carteira de FAN aresenta um alfa ositivo mas que não é estatisticamente significativo, a carteira de FUE aresenta um alfa negativo e estatisticamente significativo a 1%. Ao nível dos fundos

11 92 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS individuais os resultados são semelhantes, com todos os FAN a aresentarem desemenhos que não são estatisticamente diferentes de zero 6 e oito FUE aresentam alfas negativos e estatisticamente significativos a 5%. Desta forma, os nossos resultados sugerem a existência de um efeito distância ( distance effect ), na medida em que os gestores que investem no mercado local obtêm melhores desemenhos do que os que investem no mercado Euroeu. Uma ossível exlicação ara esta diferença tem a ver com o facto de os gestores que investem no mercado local tenderem a ter vantagens em termos de obtenção de informação, que fazem com que aresentem melhores caacidades de selectividade, tal como demonstraram Coval e Moskowitz (2001) e Engström (2003), entre outros. Uma outra exlicação ara esta diferença de desemenho ode estar no facto dos FUE assumirem níveis de risco sueriores, tanto esecífico (dado que têm um número muito mais elevado de acções nas quais odem investir) como sistemático, como é ossível constatar elos valores dos betas aresentados na Tabela Modelos Condicionais A alicação dos modelos condicionais foi recedida de uma análise da significância das variáveis de informação, através de regressões simles e múltilas. Os resultados obtidos são aresentados na Tabela Estes resultados são consistentes com os de Cortez e Silva (2002) e Romacho e Cortez (2006).

12 93 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES A MOBILIÁRIOS AVALIAÇÃO DO DESEMPENHO CONDICIONAL DE FUNDOS DE INVESTIMENTO : 93 Tabela 6 Regressões das Rendibilidades em Excesso do Mercado com as Variáveis Condicionais Nas regressões simles, a variável deendente é a rendibilidade em excesso do mercado (utilizando quer o índice PSI20-TR quer o índice MSCI Euroe TR) e a variável indeendente cada uma das 3 variáveis condicionais (DY taxa de crescimento dos dividendos; EUR taxa de juro de curto razo; TS declive da estrutura temoral de taxas de juro), desfasadas 1 mês. Nas regressões múltilas a rendibilidade em excesso do mercado será a variável deendente numa regressão que contará com as 3 variáveis condicionais, desfasadas 1 mês, como variáveis indeendentes. Todas as variáveis condicionais utilizadas são variáveis de média zero. Os asteriscos são utilizados ara identificar os coeficientes estatisticamente significativos ara os níveis de significância de 1% (***), 5% (**) e 10% (*), tendo os erros das estimativas sido ajustados quanto a heteroscedasticidade e autocorrelação segundo o método de Newey e West (1987). Wald reresenta o valor de robabilidade (também ajustado segundo o método de Newey e West (1987)) da estatística qui-quadrado () do teste de Wald ara a hiótese nula de que os coeficientes da regressão são conjuntamente iguais a zero. Pela observação da tabela odemos concluir que raticamente todas as variáveis arecem ser significativas a nível individual (a exceção verifica-se com a variável TS no caso do índice MSCI Euroe TR) e que, quer ao nível das regressões simles quer com as regressões múltilas, o R 2 ajustado é bem mais elevado no caso do PSI20-TR. Nas regressões individuais, a variável mais imortante arece ser a taxa de juro de curto razo (EUR), que se afigura como altamente significativa quer na exlicação das rendibilidades em excesso do índice PSI20-TR quer nas do índice MSCI Euroe TR. Os coeficientes ositivos obtidos ara as variáveis DY e TS e o coeficiente negativo obtido ara a variável EUR corresondem ao eserado, ois as rendibilidades eseradas nos mercados de acções tendem a ser mais altas no início de um ciclo de recueração económica, quando as taxas de crescimento dos dividendos são

13 94 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS elevadas e as taxas de juro de curto razo são baixas. Nas regressões múltilas a significância das variáveis condicionais é mais reduzida, rincialmente no caso do índice PSI20-TR. No entanto, se testarmos a sua significância conjunta é ossível, quer ara o PSI20-TR quer ara o MSCI Euroe TR, ara um nível de significância de 5%, rejeitar a hiótese nula de que os coeficientes das variáveis condicionais sejam conjuntamente iguais a zero, o que arece indicar que as rendibilidades (em excesso) eseradas ara o mercado variam ao longo do temo com as variáveis de informação ública, o que motiva e justifica o uso de modelos de avaliação do desemenho condicionais 7. A Tabela 7 aresenta os resultados do modelo arcialmente condicional. Nela odemos constatar que, com a introdução da condicionalidade (numa rimeira fase aenas ao nível dos betas), tanto as estimativas do desemenho das carteiras como os coeficientes de determinação ajustados aumentam, o que é consistente com os resultados de Ferson e Schadt (1996), entre outros. Aesar das estimativas de desemenho se manterem neutras ara a carteira de FAN e significativamente negativas ara a carteira de FUE, neste último caso a estatística t diminui em valor absoluto, deslocando-se ara a direita no sentido da região de desemenho neutro. À semelhança do que sucedera com o modelo não condicional, também no modelo arcialmente condicional está atente o efeito distância, que arece ser ligeiramente reforçado com a introdução da condicionalidade. Quanto aos fundos individuais, há aenas dois FUE cujo desemenho se alterou de negativo ara neutro, ara um nível de significância de 5%. Para 23 dos 24 fundos individuais estudados, o R 2 ajustado é suerior, com aumento que vão desde 0.10% a uns exressivos 8.53%. Tabela 7 Medidas de Desemenho e Risco utilizando o Modelo Parcialmente Condicional t Esta tabela mostra as estimativas dos coeficientes obtidos através da regressão r ara, t 0 rm, t zt 1 rm, t, as duas carteiras de fundos sobreviventes. Nestas regressões, ara além das rendibilidades em excesso do mercado, são utilizados mais 3 factores, que consistem nos rodutos da rendibilidade em excesso do mercado or cada uma das variáveis de informação: taxa de crescimento dos dividendos (DY), taxa de juro de curto razo (EUR) e declive da estrutura temoral de taxas de juro (TS). Todas as variáveis condicionais têm média zero e encontram-se desfasadas 1 mês. Os valores aresentados ara a medida de desemenho encontram-se exressos em ercentagem. R 2 (aj.) é o coeficiente de determinação ajustado, exresso em ercentagem. Os asteriscos são utilizados ara identificar os coeficientes estatisticamente significativos ara os níveis de significância de 1% (***), 5% (**) e 10% (*), tendo os erros das estimativas sido ajustados quanto a heteroscedasticidade e autocorrelação segundo o método de Newey e West (1987). São também indicados o número de fundos individuais que aresentam alfas ositivos (N+) ou negativos (N ) e as estimativas dos betas condicionais, bem como o número desses coeficientes que são estatisticamente significativos ara um nível de significância de 5%, indicados entre arêntesis rectos. Wald reresenta o valor de robabilidade da estatística qui-quadrado () do teste de Wald ara a hiótese nula de que os coeficientes dos termos adicionais, ou sejam, os betas condicionais, são conjuntamente iguais a zero. 7- Aesar de não constar deste artigo, foi também analisada a significância das variáveis de informação na exlicação das rendibilidades (em excesso) das carteiras de fundos, tendo os resultados sido muito similares.

14 95 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES A MOBILIÁRIOS AVALIAÇÃO DO DESEMPENHO CONDICIONAL DE FUNDOS DE INVESTIMENTO : 95 A significância das variáveis de informação foi testada quer individualmente (através de testes t) quer conjuntamente (utilizando o teste de Wald). Os resultados encontrados arecem indicar que aenas a taxa de crescimento dos dividendos (DY) é estatisticamente significativa a 5% ara as duas carteiras de fundos estudadas (bem como ara 15 fundos individuais), com as restantes variáveis a não aresentarem grande caacidade ara exlicar a evolução das rendibilidades dos fundos. Os valores de robabilidade da estatística qui-quadrado () do teste de Wald são bastante baixos e ermitem rejeitar a hiótese dos coeficientes dos betas condicionais serem conjuntamente iguais a zero ara as duas carteiras e ara 21 dos 24 fundos individuais. Assim, os resultados arecem aontar ara a existência de betas variáveis ao longo do temo em função das variáveis de informação, existindo uma correlação negativa e significativa a 5% entre a variável taxa de crescimento dos dividendos e os betas condicionais, que exlica o facto dos alfas condicionais serem sueriores aos alfas não condicionais. De acordo com a literatura, essa correlação negativa entre os betas condicionais e as variáveis de informação ode ser exlicada ela entrada ou saída de elevados fluxos monetários nos fundos ou elo facto dos betas dos activos que deles fazem arte variarem ao longo do temo (Ferson e Schadt, 1996; Ferson e Warther, 1996). No entanto, no caso de fundos ertencentes ao mercado Português a rimeira exlicação afigura-se como ouco rovável uma vez que as sociedades gestoras de fundos são raticamente todas controladas elo sector bancário, facto que tende a condicionar as escolhas dos investidores no sentido de manterem os seus investimentos em fundos ertencentes ao mesmo gruo. Assim, uma ossível exlicação ara esta correlação negativa ode estar no facto de os fundos em estudo investirem fundamentalmente em acções de grandes emresas, fazendo com que os adrões de variação dos betas das carteiras sejam consistentes com a variação temoral dos betas dessas acções, os quais odem encontramse negativamente correlacionados com as rendibilidades eseradas ara o mercado, como demonstraram Jagannathan e Wang (1996). A utilização de um modelo totalmente condicional roduz resultados variados. Como odemos observar na Tabela 8, tanto ara a carteira de FAN como ara a carteira de FUE, os testes de Wald realizados ao conjunto dos alfas e betas são significativos a 5%, ermitindo rejeitar a hiótese destes serem conjuntamente nulos. Para além disso, em ambas as carteiras rejeitam-se as hióteses quer dos betas quer dos alfas condicionais serem, resectivamente, iguais a zero (embora no caso dos alfas dos FAN tal só suceda ara um nível de significância de 10%), o que arece indicar a existência de alfas variáveis ao longo do temo. Contudo, se analisarmos as estimativas da função alfa condicional com maior detalhe, odemos constatar que nenhuma das variáveis de informação é estatisticamente significativa ara as duas carteiras, bem como ara a maioria dos fundos individuais. A variável taxa de crescimento dos dividendos continua a ser a mais imortante, mas é aenas significativa a 5% ara 5 dos FUE. Comarativamente ao modelo arcialmente condicional, o modelo totalmente condicional aresenta idênticos coeficientes de determinação ajustados e resultados muito semelhantes quer ara os betas condicionais quer ara as estimativas de desemenho, aesar de se observar uma ligeira diminuição do efeito distância. Desta forma, os nossos resultados contrastam com os de Christoherson, Ferson e Glassman (1998), mas são semelhantes aos de Otten e Bams (2004).

15 96 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS Tabela 8 Medidas de Desemenho e Risco utilizando o Modelo Totalmente Condicional Esta tabela aresenta as estimativas da média dos alfas condicionais (exressa em ercentagem), da função alfa condicional e da média dos betas condicionais ara as duas carteiras de fundos sobreviventes em estudo, utilizando a regressão r, t 0 A zt 1 0 rmt, zt 1 rmt,, t. As variáveis de informação são a taxa de crescimento dos dividendos (DY), a taxa de juro de curto razo (EUR) e o declive da estrutura temoral de taxas de juro (TS). Todas estas variáveis têm média zero e encontram-se desfasadas 1 mês. R 2 (aj.) é o coeficiente de determinação ajustado, exresso em ercentagem. Os asteriscos são utilizados ara identificar os coeficientes estatisticamente significativos ara os níveis de significância de 1% (***), 5% (**) e 10% (*), tendo os erros das estimativas sido ajustados quanto a heteroscedasticidade e autocorrelação segundo o método de Newey e West (1987). São também indicados o número de fundos individuais que aresentam médias dos alfas condicionais ositivas (N+) ou negativas (N ) e as estimativas dos alfas condicionais, bem como o número desses coeficientes que são estatisticamente significativos ara um nível de significância de 5%, indicados entre arêntesis rectos. W1, W2 e W3 reresentam os valores de robabilidade (ajustados segundo o método de Newey e West (1987)) da estatística qui-quadrado () do teste de Wald ara a hiótese nula de que os coeficientes dos alfas, betas e alfas e betas condicionais, resectivamente, são conjuntamente iguais a zero O Problema das Regressões Esúrias e a Imortância de Utilizar Variáveis Condicionais Detrended A imortância da utilização das variáveis de informação desfasadas na revisão da evolução das rendibilidades de acções e obrigações tem sido recentemente osta em causa, já que oderá estar relacionada com a utilização de regressores ersistentes, que ossuem elevadas autocorrelações (e.g.: Ferson, Sarkissian e Simin, 2003b). Como, de uma maneira geral, variáveis como as taxas de juro de curto razo ou as taxas de crescimento dos dividendos tendem a evidenciar elevados coeficientes de correlação, o tratamento econométrico destas variáveis é de crucial imortância ara os modelos de avaliação do desemenho condicional, no sentido de evitar o surgimento de regressões esúrias. De facto, uma grande arte dos estudos emíricos elaborados não tem levado em consideração este otencial enviesamento, facto que ode levar a que a significância das variáveis condicionais seja incorrectamente aferida. Neste estudo, levamos a cabo uma análise mais detalhada das séries de dados relativas às variáveis condicionais. Como odemos verificar na Tabela 9, além das elevadas correlações que existem entre as 3 variáveis, todas as séries utilizadas aresentam coeficientes de correlação de 1.ª ordem muito elevados, que variam entre 92% e 96%. Para além disso, testamos a estacionaridade destas séries utilizando o teste de Dickey-Fuller (1979) aumentado, o qual, ara um valor crítico de MacKinnon de 5%, não ermitiu rejeitar a hiótese de existência de uma raiz única ara vários desfasamentos (nomeadamente 1, 2, 3, 6, 9 e 12 eríodos), ermitindo-nos concluir que as séries não são estacionárias.

16 97 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES A MOBILIÁRIOS AVALIAÇÃO DO DESEMPENHO CONDICIONAL DE FUNDOS DE INVESTIMENTO : 97 Tabela 9 Estatísticas Relativas às Variáveis Condicionais Esta tabela mostra algumas estatísticas relativas às três variáveis condicionais utilizadas, ara o eríodo Junho 2000 a Junho A Tabela 9A aresenta várias estatísticas ara essas variáveis (anuais, de média zero e exressas em ercentagem) bem como os resectivos coeficientes de correlação de ordem 1, 3, 6 e 12. A Tabela 9B aresenta a matriz de correlações entre as variáveis. A conjugação dos factores sura referidos sugere a ossibilidade de se estar na resença de regressões esúrias. Para tentar reduzir este roblema, uma das soluções seria a incororação, no lado direito das regressões, de uma variável desfasada da variável deendente, de modo a absorver a autocorrelação. No entanto, como argumentam Ferson, Sarkissian e Simin (2003a), esta solução não será a mais indicada no caso concreto de regressões que envolvam rendibilidades de acções orque nestas a rendibilidade eserada ex-ante ode ser ersistente mas a rendibilidade actual inclui um considerável ruído que não é revisível. Nestes casos, a regressão esúria é gerada ela ersistência da rendibilidade ex-ante, mas o ruído torna a rendibilidade desfasada um instrumento obre ara catar esta ersistência. Assim, seguindo a sugestão de Ferson, Sarkissian e Simin (2003a), as variáveis de informação foram sujeitas a um rocesso estocástico de remoção da tendência ( stochastic detrending ), que consiste em subtrair às variáveis uma média móvel dos valores registados nos 12 meses recedentes. Este rocedimento tem como objectivo diminuir a ersistência do regressor alterado, resultando em autocorrelações que se situem abaixo do nível no qual as regressões esúrias se tornam um roblema, sendo bastante aelativo elo facto de não requerer a estimação de qualquer arâmetro. Os efeitos deste rocedimento estão bem atentes nos novos valores obtidos ara as estatísticas das variáveis condicionais, agora detrended, aresentados na Tabela 10.

17 98 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS Tabela 10 Estatísticas Relativas às Variáveis Condicionais Detrended Esta tabela mostra algumas estatísticas relativas às três variáveis condicionais utilizadas, ara o eríodo Junho 2000 a Junho A Tabela 10A aresenta várias estatísticas ara essas variáveis (anuais, de média zero, detrended e exressas em ercentagem) bem como os resectivos coeficientes de correlação de ordem 1, 3, 6 e 12. A Tabela 10B aresenta a matriz de correlações entre as variáveis. Neste caso concreto, ara além da diminuição dos coeficientes de correlação de 1.ª ordem das três séries ara valores entre 84% e 91%, estas assam a aresentar muito oucos indícios de não estacionaridade, sendo a hiótese nula do teste de Dickey-Fuller (1979) aumentado semre rejeitada a 5% (10%) ara desfasamentos até 6 (9) eríodos. Para além disso, as correlações entre as variáveis diminuem consideravelmente. Por conseguinte, e em face do exosto, assume relevância roceder a uma nova análise à significância estatística das variáveis condicionais, de modo a verificar se estas mantêm a elevada significância anteriormente reortada. Os resultados desta análise são aresentados na Tabela 11.

18 99 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES A MOBILIÁRIOS AVALIAÇÃO DO DESEMPENHO CONDICIONAL DE FUNDOS DE INVESTIMENTO : 99 Tabela 11 Regressões das Rendibilidades em Excesso do Mercado com as Variáveis Condicionais Detrended Nas regressões simles, a variável deendente é a rendibilidade em excesso do mercado e a variável indeendente cada uma das 3 variáveis condicionais detrended (DY taxa de crescimento dos dividendos; EUR taxa de juro de curto razo; TS declive da estrutura temoral de taxas de juro), desfasadas 1 mês. Nas regressões múltilas a rendibilidade em excesso do mercado será a variável deendente numa regressão que contará com as 3 variáveis condicionais detrended, desfasadas 1 mês, como variáveis indeendentes. Todas as variáveis condicionais utilizadas são variáveis de média zero. Os asteriscos são utilizados ara identificar os coeficientes estatisticamente significativos ara os níveis de significância de 1% (***), 5% (**) e 10% (*), tendo os erros das estimativas sido ajustados quanto a heteroscedasticidade e autocorrelação segundo o método de Newey e West (1987). Wald reresenta o valor de robabilidade (também ajustado segundo o método de Newey e West (1987)) da estatística qui-quadrado () do teste de Wald ara a hiótese nula de que os coeficientes da regressão são conjuntamente iguais a zero. Como se ode confirmar elos valores aresentados na Tabela 11, a utilização de variáveis condicionais detrended comromete a elevada significância estatística que estas variáveis areciam evidenciar na exlicação das rendibilidades eseradas ara o mercado. No caso das regressões individuais, aenas a variável taxa de juro de curto razo é significativa a 5% e aenas ara o PSI20-TR, sendo os valores dos R 2 ajustados muito fracos. Na regressão múltila, nenhuma das três variáveis é estatisticamente significativa a 5% e, no caso do MSCI Euroe TR ode-se mesmo aceitar, ara o mesmo nível de significância, a hiótese nula do teste de Wald de que as variáveis são conjuntamente iguais a zero Adicionalmente, aesar de não constar deste artigo, foi também analisada a significância destas variáveis ara rever a evolução das rendibilidades em excesso das carteiras de fundos estudadas, sendo os resultados muito semelhantes.

19 100 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS Quando alicamos as variáveis detrended nos modelos condicionais os resultados são substancialmente diferentes dos obtidos anteriormente, como odemos confirmar na Tabela 12 ara o modelo arcialmente condicional. Tabela 12 Medidas de Desemenho e Risco utilizando o Modelo Parcialmente Condicional e Variáveis Condicionais Detrended Esta tabela mostra as estimativas dos coeficientes obtidos através da regressão r, t 0 rm, t zt 1 rm, t, t ara as duas carteiras de fundos sobreviventes. Nestas regressões, ara além das rendibilidades em excesso do mercado, são utilizados mais 3 factores, que consistem na rendibilidade em excesso do mercado multilicada or cada uma das variáveis condicionais: taxa de crescimento dos dividendos (DY), taxa de juro de curto razo (EUR) e declive da estrutura temoral de taxas de juro (TS). Todas as variáveis condicionais são variáveis de média zero, desfasadas 1 mês e detrended. Os valores aresentados ara a medida de desemenho encontram -se exressos em ercentagem. R 2 (aj.) é o coeficiente de determinação ajustado, exresso em ercentagem. Os asteriscos são utilizados ara identificar os coeficientes estatisticamente significativos ara os níveis de significância de 1% (***), 5% (**) e 10% (*), tendo os erros das estimativas sido ajustados quanto a heteroscedasticidade e autocorrelação segundo o método de Newey e West (1987). São também indicados o número de fundos individuais que aresentam alfas ositivos (N+) ou negativos (N ) e as estimativas dos betas condicionais, bem como o número desses coeficientes que são estatisticamente significativos ara um nível de significância de 5%, indicados entre arêntesis rectos. Wald reresenta o valor de robabilidade da estatística qui-quadrado () do teste de Wald ara a hiótese nula de que os coeficientes dos termos adicionais, ou seja, os betas condicionais, são conjuntamente iguais a zero. Se comararmos os resultados obtidos com aqueles a que tínhamos chegado sem as variáveis detrended, aresentados na Tabela 7, odemos observar que as estimativas de desemenho são ligeiramente mais baixas ara as duas carteiras de fundos, com os coeficientes de determinação ajustados a sofrerem também ligeiras oscilações. Contudo, aesar de odermos rejeitar, ara um nível de significância de 5%, a hiótese nula de que as estimativas da função beta condicional sejam conjuntamente iguais a zero ara as duas carteiras, o facto mais relevante é que as variáveis de informação assam a não ser significativas. Desta forma, a evidência de betas variáveis ao longo do temo em função da taxa de crescimento dos dividendos, obtidas anteriormente, deixa de existir. A utilização de um modelo totalmente condicional com variáveis de informação detrended, aesar de não constar deste artigo, não roduz qualquer alteração significativa a estes resultados, dado não existir evidência de alfas variáveis ao longo do temo (de facto, nem é ossível rejeitar a hiótese de que os coeficientes da função alfa condicional sejam conjuntamente iguais a zero ara as duas carteiras). Em resumo, o uso de variáveis condicionais detrended tem um imacto limitado em termos das medidas de desemenho e dos coeficientes de determinação ajustados dos modelos. Contudo, o resultado mais imortante é o desaarecimento da evidência de variáveis de informação estatisticamente significativas nos modelos, o que sugere que a elevada significância anteriormente evidenciada or estas variáveis arece estar relacionada com a existência de regressões esúrias.