Exposição Cambial: O Caso da Eletrobras no Período

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1 FACULDADE DE ECONOMIA E FINANÇAS IBMEC PROGRAMA DE PÓS-GRADUAÇÃO E PESQUISA EM ADMINISTRAÇÃO E ECONOMIA DISSERTAÇÃO DE MESTRADO PROFISSIONALIZANTE EM ECONOMIA Exposição Cambial: O Caso da Eletrobras no Período Aluna: Mariana Lera de Almeida Cardoso ORIENTADOR: PROF. DR. Alexandre B. Cunha Rio de Janeiro, 8 de setembro de

2 EXPOSIÇÃO CAMBIAL: O CASO DA ELETROBRAS NO PERÍODO MARIANA LERA DE ALMEIDA CARDOSO Dissertação apresentada ao curso de Mestrado Profissionalizante em Economia como requisito parcial para obtenção do Grau de Mestre em Economia. Área de Concentração: Economia e Finanças Internacionais ORIENTADOR: PROF. DR ALEXANDRE B. CUNHA Rio de Janeiro, 8 de setembro de 010.

3 EXPOSIÇÃO CAMBIAL: O CASO DA ELETROBRAS NO PERÍODO MARIANA LERA DE ALMEIDA CARDOSO Dissertação apresentada ao curso de Mestrado Profissionalizante em Economia como requisito parcial para obtenção do Grau de Mestre em Economia. Área de Concentração: Economia e Finanças Internacionais 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 Dra. LUCIANE CARPENA Instituição: BNDES Rio de Janeiro, 8 de setembro 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 7 horas). 1) Nome completo: Mariana Lera de Almeida Cardoso ) Título: Exposição Cambial: O Caso da Eletrobras no período ) Ano da defesa: 010 4) Área de concentração: Economia e Finanças Internacionais 5) Assunto principal (contextualizado): Análise da Exposição Cambial e Oscilação do Câmbio no Retorno Real das Ações da Eletrobras 6) Assuntos secundários: Crises Econômicas de 1999 e 00. 7) Palavras-chave: Exposição Cambial, Oscilação Cambial, Retorno Real. 8) Resumo: análise do efeito da variação cambial no retorno real das ações da Eletrobras. 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 A minha filha Joana, linda e doce, amor eterno e incondicional, que veio para me trazer ainda mais alegrias. Ao meu marido Rodolfo, por ter tornado minha jornada mais suave com seu amor, companheirismo e paciência. 5

6 AGRADECIMENTOS Agradeço aos meus pais, Celso e Regina, pelos ensinamentos e amor que sempre levarei comigo. Agradeço à Eletrobras pelo incentivo e em especial as minhas chefes, Carol Sampaio e Denise Palacio, pelo aprendizado diário. Agradeço ao Professor Alexandre B. Cunha pela sua orientação e contribuição para o desenvolvimento desta Dissertação. Agradeço ao Professor Osmani Teixeira de Carvalho Guillen por suas relevantes observações na elaboração desse trabalho. 6

7 RESUMO Este trabalho tem como objetivo principal a análise da interferência da oscilação das taxas de câmbio no retorno real das ações das Centrais Elétricas Brasileiras S.A. Eletrobras após o Plano Real, durante o período de janeiro de 1995 até dezembro de 009, ocasião em que essa empresa apresentava uma valorização em suas ações da ordem de 31,% em comparação a 007 e 008. Esse último ano foi o terceiro consecutivo em que a Eletrobrás teve suas ações listadas no Índice de Sustentabilidade Empresarial (ISB) da Bolsa de Valores de São Paulo - Bovespa. Palavras Chave: Exposição Cambial; Oscilação Cambial; Retorno Real. 7

8 ABSTRACT This dissertation has as main objective the analysis of the interference oscillation of exchange rates on real return of the shares of the Brazilian Electric Power Company - Eletrobras after the Real Plan, during the period January 1995 through December 009, at which this company showed a recovery in its shares on the order of 31.% over the previous over 007 and 008. This last year was the third in a row that Eletrobras had its shares listed on the Corporate Sustainability Index (ISB) of the Stock Exchange - Bovespa. Key Words: Exchange Rate Exposure; Foreign Exchange Fluctuation; Real Return 8

9 LISTA DE TABELAS Tabela III.1 Resultados da Estimação da Equação III.1... Tabela III. Resultados da Estimação da Equação III...4 Tabela III.3 Resultados da Estimação da Equação III Tabela III.4 Resultados da Estimação da Equação III Tabela III.5 Resultados da Estimação da Equação III Tabela III.6 Resultados da Estimação da Equação III Tabela III.7 Resultados da Estimação da Equação III Tabela III.8 Resultados da Estimação da Equação III Tabela III.9 Resultados da Estimação da Equação III Tabela III.10 Resultados da Estimação da Equação III Tabela III.11 Resultados da Estimação da Equação III Tabela A1 Estatísticas Descritivas do Retorno Real da Eletrobras PNB (%)...43 Tabela A Estatísticas Descritivas do Retorno Real do Ibovespa (%)...44 Tabela A3 Estatísticas Descritivas da Desvalorização Cambial (%)

10 SUMÁRIO I INTRODUÇÃO II LITERATURA RELACIONADA II.1 Koutmo e Martin (003) - First and second-moment exchange rate exposure: evidence from U.S. stock returns II. Dominguez e Tesar (006) The exchange rate exposure II.3 Doidge, Griffin e Williamson (006) - Measuring the economic importance of exchange rate exposure III ANÁLISE ECONOMÉTRICA... 1 IV CONCLUSÕES V APÊNDICE VI REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS

11 I Introdução A exposição cambial das empresas de capital aberto é assunto de extrema importância na gestão de risco empresarial, assim como tema constante de artigos na literatura acadêmica. Conforme mencionam Koutmo e Martin (005), devido a intensas variações no fluxo de caixa de empresas, cada vez mais cresce a importância em examinar como a volatilidade da taxa de câmbio afeta o retorno de uma firma. Os pesquisadores desse estudo argumentam que a volatilidade da taxa de câmbio pode afetar o fluxo de caixa através da alteração no volume comercializado no mercado externo e a oscilação cambial pode aumentar a quantidade de hedging pelas empresas, acentuando, por sua vez, o custo de transação para o mercado de derivativos. Dominguez e Tesar (006) examinaram a relação entre os movimentos da taxa de câmbio e o valor da firma, mostrando como a exposição cambial está correlacionada ao tamanho de uma firma, seu porte internacional, suas vendas internacionais e sua competitividade no seu setor de mercado. Parte significativa das firmas objeto desse estudo é influenciada pela variação cambial. O foco principal desta dissertação é analisar empiricamente o efeito da oscilação da taxa de câmbio no retorno real das ações das Centrais Elétricas Brasileiras S.A. Eletrobras no período pós Plano Real, ou seja, de janeiro de 1995 até dezembro de 009, quando as ações da empresa apresentavam uma valorização de 31,% em 007 e 008. Para esta análise foi utilizada uma amostra de 180 observações, de periodicidade mensal, sendo apurada a média diária dos preços de fechamento da ação da Eletrobras, do índice Ibovespa e o valor do dólar PTAX, tendo como fonte de dados, respectivamente, a 11

12 própria empresa, a Bovespa e o Banco Central do Barsil Bacen. Optamos por corrigir os valores do preço da ação e do índice Ibovespa pelo IPCA Índice Nacional de Preços ao Consumidor Amplo, consultado no IPEA Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada devido ser essa correção de preços adotada pelo regime de metas calculado pelo Bacen. Com o intuito de explicar a exposição cambial da Eletrobras, iniciamos o estudo com uma regressão que determina a relação entre o retorno real da Eletrobras como variável dependente (r t ) e as variáveis explicativas: Ibovespa (R t ) e Câmbio (E t ). Posteriormente foi incluída nessa equação a variável da taxa de câmbio nominal ao quadrado e nessa foram incluídas dummies. Para cálculo das regressões utilizamos o método MQO (Mínimos Quadrados Ordinários) e devido à presença de autocorrelação serial, segundo os resultados apontados pelo Durbin-Watson, foi utilizado o método de Newey-West. Posteriormente, no intuito de aprimorar o modelo, foram introduzidas sucessivas dummies. A primeira variável introduzida, dummy D 1t, teve como objetivo isolar o efeito assimétrico entre valorização e desvalorização da taxa de câmbio, ou seja, reduzir a elasticidade do preço, sendo atribuído 0 para E t abaixo de zero e 1 para E t acima de zero. Nossa análise mostra que, individualmente as variáveis explicativas não foram significantes no modelo, e em conjunto elas também não foram importantes na definição do preço da ação. Com a finalidade de isolar o efeito dos valores extremos superiores e inferiores a 16% da amostra, foram incluídas as variáveis dummies D t e D 3t, respectivamente, nas equações III.5 e III.6. Através do teste dos coeficientes, o teste Wald, os resultados apresentados em ambas regressões para os coeficientes das variáveis do impacto cambial e da oscilação cambial foram em conjunto significativas de forma a explicar o retorno real do preço da ação da Eletrobras. Devido à mudança na política cambial brasileira ocorrida em fevereiro de 1999, quando passamos de um regime de câmbio fixo para câmbio flutuante, consideramos a inclusão de outra variável dummy D 4t. Nesse caso, a dummy assume o valor 1 nos meses de 1

13 janeiro de 1995 até janeiro de 1999 e 0 (zero) nos demais meses. A análise mostrou que individualmente as variáveis explicativas são significantes no modelo, e em conjunto elas também foram importantes na definição do preço da ação. Seguindo o raciocínio que as mudanças na política econômica e as crises financeiras podem influenciar na análise em questão, optamos pela inclusão de uma quinta variável, dummy D 5t, para analisar o período referente à crise do mercado financeiro no ano de 00, secundária ao processo eleitoral que apontava como provável vencedor um candidato da oposição. Neste caso, foi adotado o valor igual a 1 para os meses deste ano e 0 (zero) para os demais períodos. A análise deste cenário mostrou que individualmente as variáveis explicativas não foram significantes no modelo, e em conjunto elas igualmente não foram importantes na definição do preço da ação. Continuando a análise econométrica, consideramos na equação todas as dummies supracitadas e o resultado mostrou que a maior parte das variáveis explicativas, individualmente, não apresentava significância estatística, mas ao testar esses coeficientes com o teste de Wald, no qual a hipótese nula seria igual a zero, os resultados possibilitaram a conclusão que em conjunto as variáveis explicativas foram significantes e explicavam o preço das ações da Eletrobras. A fim de aprimorar ainda mais o modelo acima optamos pela inclusão da variável dependente defasada (equação III.9), seguido pela inclusão das variáveis explicativas defasadas (equação III.10) e por fim pela inclusão de ambas as citadas variáveis defasadas (equação III.11) o que gerou os resultados mais contundentes, sugerindo que oscilação da taxa de câmbio, principalmente nos momentos críticos da economia explicavam o retorno real das ações da Eletrobras. O mercado de derivativos é muito utilizado por empresas que de alguma forma estão expostas à oscilação da taxa de câmbio como meio de buscar maior confiabilidade do mercado e redução de riscos que poderiam advir de variações abruptas do valor da moeda. 13

14 Doidge, Griffin e Williamson (006) examinaram a exposição cambial em empresas multinacionais e os resultados apontaram que a proporção entre o valor das ações e a exposição dessas empresas à variação cambial é diretamente relacionada aos seus negócios internacionais. Quanto à organização dos capítulos desta dissertação, tem-se a seguinte estrutura: no Capítulo II faremos uma revisão da literatura referente à interferência da oscilação da taxa de câmbio com o risco de exposição e seus efeitos na precificação das empresas; o Capítulo III explica detalhadamente a metodologia aplicada com ênfase no trabalho dos dados e os resultados obtidos; no Capítulo IV estão expostas as conclusões sobre os resultados apresentados no decorrer desta dissertação; no Capítulo V (apêndice) exemplificaremos as tabelas das estatísticas descritivas utilizadas; e no Capítulo VI consta a referência bibliográfica consultada. 14

15 II Literatura Relacionada Neste capítulo, discutiremos alguns trabalhos em que foi abordado o conceito de exposição cambial através da análise de modelos multifatoriais, entre eles o retorno do mercado e a taxa de câmbio. Realizamos uma revisão da literatura na qual foram selecionados três artigos para uma breve apresentação, por sua proximidade ao tema abordado. II.1 Koutmo e Martin (003) - First and second-moment exchange rate exposure: evidence from U.S. stock returns O objetivo desse trabalho empírico é investigar o impacto do primeiro e segundo momento da exposição da taxa de câmbio nos retornos diários em nove setores da economia americana durante os anos de 199 a De acordo com os autores, o impacto da exposição no risco da taxa de câmbio tem recebido considerável atenção na literatura acadêmica. Segundo os autores, o modelo padrão é mensurar a exposição da taxa de câmbio pela estimação da sensibilidade do retorno do valor da firma com as mudanças na variação cambial, como em Adler e Dumas (1984). A base de dados consiste no retorno diário constante do índice Dow Jones de nove setores da economia americana: materiais básicos, consumidores cíclicos, energia, financeiro, consumidores anticíclicos, tecnologia, serviço público e outros. A fonte utilizada foi a Bolsa de Valores de New York. A exposição cambial desses setores foi estimada relativamente a cinco diferentes taxas de câmbio: marco alemão, libra esterlina, euro, yene e dólar canadense, todos em função do dólar americano. A fonte utilizada foi o Federal Reserve dos Estados 15

16 Unidos. A amostra contempla o período entre 199 a 1998, em um total de observações diárias. Baseando-se em argumentos que o volume do comércio internacional e os custos de transação podem ser afetados pela volatilidade da taxa de câmbio, os autores incorporaram o segundo momento como fator em seu modelo. Esse modelo também explora o tradicional modelo em que o primeiro momento é considerado pela responsabilidade assimétrica da apreciação e depreciação. Dessa forma, o modelo que os autores utilizaram é a equação II.1 descrita abaixo: R t o mrm, t s D, S Dt ) st hhs, t ( (II.1) t Onde o segundo momento é mensurado por h s,t, em que R t é o retorno do setor de atividade e R m é o retorno de mercado. S t é a expectativa da variação cambial, D t é igual a zero se s t for menor do que zero e D t é igual a um se s t for maior do que zero, h s,t é a variação da taxa de câmbio e o t é o erro. A significância do primeiro momento da exposição da taxa de câmbio ocorreu em 17,8% dos casos estudados quando utilizaram a mesma taxa de câmbio. Além disso, 5% da significância da exposição é assimétrica. O segundo momento, mais importante que o primeiro momento, foi considerado significativo em 6,7% dos casos. Os resultados significativos do primeiro momento de exposição e a importância do modelo assimétrico cresceram substancialmente quando o modelo é estimado com a defasagem de um dia. A exposição é estatisticamente significativa em 4,% dos casos, e é na maior parte das vezes assimétrica, ou seja, em 79% dos casos. Em contraste, a freqüência da significância do segundo momento da exposição cai substancialmente. II.- Dominguez e Tesar (006) The exchange rate exposure O objetivo principal dos autores nesse estudo é documentar a exposição cambial de firmas dos oito países industrializados e em desenvolvimento ao longo de período : 16

17 Chile, França, Alemanha, Itália, Japão, Holanda, Tailândia e Reino Unido. As empresas americanas não foram consideradas. É sabido que mudanças na taxa de câmbio têm importantes implicações nas decisões empresariais e em suas rentabilidades. Nesse sentido, um dos efeitos da criação do Euro foi a redução do risco de exposição às oscilações da taxa de câmbio nos preços relacionados a negociações entre empresas da União Européia. A definição de exposição cambial utilizada pelos autores foi a descrita no estudo de Adler e Dumas (1984) em que o retorno de uma firma pode ser mensurado através da taxa de retorno do mercado e sua variação cambial, configurando um modelo de dois fatores, conforme a equação II. abaixo: R i, t 0, i 1, irm, t, i St i, t (II.) Onde R i,t é o retorno do ativo, R m,t é o retorno do mercado e S t é a oscilação da taxa de câmbio. Os dados da firma e o retorno de mercado dos oito citados países industrializados e em desenvolvimento, ao longo do período , foram extraídos do Datastream e os retornos utilizados foram semanais e as observações consolidadas nas quartas-feiras. O total de empresas estudadas foi de 387, ou seja, em média 300 para cada país. A escolha das empresas se deu por três critérios: Worldwide Branch Locations of Multinationals (1994), que inclui uma amostra das 500 companhias com filiais estrangeiras; The Directory of Multinationals (1998), que inclui as 500 maiores firmas com mais de US$ 1 bilhão em ativos; e Financial Times Multinational Index (000), que é um ranking das maiores empresas. Caso a firma tenha aparecido como multinacional em uma dessas três listas, os autores a consideraram na pesquisa. Os resultados foram que cinco dos oito países estudados tiveram mais de 40% das suas firmas expostas à variação cambial. As análises sugeriram que os movimentos nas taxas de câmbio afetaram as firmas de maneiras diferentes. 17

18 Além de estabelecer a relação entre o retorno do mercado do valor de uma firma e a taxa de câmbio, outra abordagem dos autores foi tentar explicar o porquê de algumas firmas estarem expostas e outras não. Não foi evidenciada nenhuma concentração particular em nenhum setor da exposição cambial, porém foi mostrado que firmas menores, mais do que as de médio e grande porte, são mais propensas à exposição. Uma explicação levantada foi que as firmas maiores estão mais habituadas a utilizarem recursos de hedging. Também foi citada a inserção de uma firma no cenário internacional, como o volume de suas negociações internacionais, neste caso as empresas vinculadas ao comércio exterior têm o risco de exposição cambial diretamente ligado à atividade fim da empresa. Empresas exportadoras são beneficiadas pela depreciação da moeda local enquanto empresas importadoras caminham no sentido contrário. O estudo testou o retorno de firmas na presença da exposição cambial em oito países, encontrando uma significativa quantidade de exposição para oscilações de diferentes taxas de câmbio. Considerando as proporções de cada país, a exposição observada foi robusta, apesar de as firmas serem influenciadas diferentemente por movimentos nas taxas de câmbio e o fato das direções na exposição dependerem da específica taxa de câmbio ao longo do tempo. Os autores consideraram que a exposição cambial esteja atrelada ao número de firmas e às características particulares de cada indústria. A exposição mostrou-se mais evidente em firmas menores comparado às empresas de médio e grande porte e também em firmas com suas atividades voltadas ao mercado internacional. Os autores encontraram fraca relação entre o nível de desenvolvimento da indústria e a exposição da competitividade da firma. II.3 Doidge, Griffin e Williamson (006) - Measuring the economic importance of exchange rate exposure Os autores citaram que diversos artigos acadêmicos abordaram a exposição cambial e constataram evidências na relação entre a exposição cambial e o valor da firma. Nesse 18

19 sentido, os autores utilizaram uma amostra com empresas de 18 países para examinar o impacto dessa exposição à taxa de câmbio. Para obter essa magnitude, os autores utilizaram uma carteira para cada país e seus resultados foram a existência de uma considerável explicação do retorno do valor da firma em face às oscilações da taxa de câmbio. A principal contribuição desse estudo é empregar a abordagem de uma carteira para mensurar a importância econômica da exposição. Para um investidor que queira gerenciar sua carteira através da diversificação, é relevante averiguar como as oscilações da taxa de câmbio afetam o retorno da carteira de cada país comparativamente a de outros países. Empregou-se o modelo padrão na literatura para estimação do impacto da exposição cambial nas firmas, em que R i é o retorno mensal da carteira, R m é valor de mercado no país específico e R FX é a mudança mensal na taxa de câmbio e d i é o coeficiente da exposição da taxa de câmbio. Dessa forma, podemos observar na equação II.3 descrita abaixo: R i R d R (II.3) i i m i FX i No estudo foram utilizadas firmas de dezoito países inclusive os Estados Unidos. Os dados do retorno da firma e do mercado foram extraídos do Datastream International. Vendas internacionais, exportações, total de vendas e renda exterior foram retiradas do Worldscope. Os dados relativamente ao câmbio foram obtidos do Banco da Inglaterra. Para avaliar o impacto das mudanças nas taxas de câmbio no retorno do mercado, os autores formam carteiras compostas concentradas em firmas fortes em vendas internacionais ao invés de em empresas com pouca participação em vendas internacionais. Foi observado que durante períodos de intensa depreciação cambial, as firmas com maior participação em vendas internacionais crescem significativamente comparadas às que não têm participação internacional em 14 dos 18 países. Apesar da magnitude desses efeitos variam para cada país, para períodos de depreciações, a média da diferença entre as empresas com participação internacional para as que não têm foi de 0,7%, enquanto em épocas de apreciação as mesmas firmas reduzem cerca de 1,10% em seu retorno. 19

20 Outras descobertas desse estudo são que a exposição pode variar sistematicamente com a atividade internacional e essas relações são importantes para compreender a variação no retorno das firmas. Isso tem implicações para o apreçamento de ativos o que mostra que a exposição afeta carteiras. Para os autores, a utilização de portfólios melhora a capacidade de observar a importância econômica na exposição da taxa de câmbio. 0

21 III Análise Econométrica O objetivo deste capítulo é analisar, através de regressões, a influência da exposição cambial das Centrais Elétricas Brasileiras S.A. Eletrobras no retorno real do valor de suas ações negociadas na Bolsa de Valores de São Paulo BOVESPA. Para atingirmos essa meta, utilizamos uma base de dados abrangendo o preço da ação dessa empresa (X t ), o Índice Ibovespa (I t ), a taxa de câmbio nominal (S t ) e o Índice Nacional de Preço ao Consumidor Amplo IPCA (P t ). A periodicidade desses dados foi mensal durante o período de janeiro de 1995 a dezembro de 009, realizando a média dos valores diários e calculando seus respectivos logaritmos naturais para o retorno real das ações da Eletrobras (r t ), o retorno real do Ibovespa (R t ) e da desvalorização da taxa de câmbio nominal (E t ), originando uma amostra de 180 observações. Seguem abaixo as equações relacionadas ao supracitado cálculo. As tabelas das estatísticas descritivas podem ser consultadas no apêndice (Capítulo V): Xt Xt r t log( ) log( Pt Pt 1 1 ) It It R t log( ) log( Pt Pt 1 1 ) E t log St log S t 1 1

22 As fontes das supracitadas variáveis foram as seguintes: a Eletrobras para a cotação de suas ações, a Bovespa para o Índice Ibovespa, o Banco Central para a taxa de câmbio nominal e por último, o IPEA Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada para o Índice Nacional de Preço ao Consumidor Amplo IPCA. Esse índice de inflação foi escolhido por ser utilizado atualmente no regime de metas de inflação do governo. Após as mencionadas transformações e com a finalidade de explicar a exposição cambial da Eletrobrás, apresentamos a seguir a regressão demonstrada na equação III.1 em que a variável dependente é o retorno real da Eletrobras (r t ) e as variáveis independentes são o retorno real do Índice Ibovespa (R t ) e a desvalorização da taxa de câmbio nominal (E t ). r t = R t + 0 E t + t (III.1) Abaixo, segue o resumo dos resultados da mencionada regressão na Tabela III.1 aplicando a matriz robusta de Newey-West. Esse método corrige o desvio-padrão reduzindo os efeitos da autocorrelação serial. Essa técnica será utilizada para todas as demais regressões desse estudo. Tabela III.1 Resultados da Estimação da Equação III.1 Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante Rt E t Observações 180 P-Valor ( Estatística F) R R Ajustado Durbin-Watson * Calculado com a correção de Newey-West

23 Inicialmente esta regressão parece explicar o comportamento do preço da ação das Centrais Elétricas Brasileiras S.A. Eletrobras em relação ao retorno real da Bovespa (R t ), porém, quanto à oscilação da taxa de câmbio nominal (E t ), apresentou pouca expressividade. O p-valor de E t (0,7993) é considerado elevado e sem significância na regressão o que depõe contra a teoria esperada de forte influência do câmbio no preço das ações, visto que a empresa concentra grande parte dos seus recebíveis líquidos de obrigações indexados à moeda americana. Conforme Relatório Anual da Eletrobras de 008, por ser uma empresa que comercializa energia e capta recursos externos, a Eletrobras sofre com a influência do dólar. Ações específicas para a mitigação de riscos financeiros atrelados à variação cambial foram também postas em prática em 008. A partir da política de hedge cambial aprovada em fins de 007, que visa tratar a exposição ativa líquida em dólar, foram realizadas operações de curto prazo com instrumentos derivativos, no montante de US$ 80 milhões. Tais operações deverão continuar incorporando não apenas os descasamentos em moedas estrangeiras para os próximos exercícios, mas também a proteção dos resultados da empresa contra flutuações adversas de taxas de juros, índices de preço e prazos. Apesar da utilização do mecanismo de Newey-West, notamos que a autocorrelação serial não foi resolvida conforme demonstrado no teste de Durbin-Watson, o que prejudica os resultados de nosso modelo. Primeiramente, com o intuito de medir o impacto da volatilidade cambial no preço da ação da empresa em análise, incluímos a variável taxa de câmbio ao quadrado, originando a equação III., observando seus cálculos na Tabela III.. r t = R t + 0 E t + µ 0 E t + ε t (III.) 3

24 Tabela III. Resultados da Estimação da Equação III. Coeficiente Erro-Padrão (*) p-valor constante -0,0070 0,0056 0,107 R t 0,8666 0,0919 0,0000 E t 0,1311 0,064 0,56 E t 0,8580 1,3176 0,5158 Observações 180 p-valor (Estatística F) 0,0000 R 0,5158 R -ajustado 0,5075 Durbin-Watson 1,481 *Calculado com a correção de Newey-West Segundo o p-valor, nessa regressão as variáveis E t e E t não são significantes individualmente. O coeficiente da desvalorização da taxa de câmbio nominal não foi significativo e acusou uma fraca relação com o retorno real da Eletrobrás. A variável desvalorização da taxa de câmbio ao quadrado não foi significativa, porém podemos observar um impacto positivo de 0,8580 dessa variável. Na tentativa de aprimorar a verificação da influência da volatilidade cambial no preço da ação, utilizamos o teste Wald que analisa a significância estatística de um grupo de coeficientes para verificar se as variáveis em conjunto são significativas. Esse mencionado teste pressupõe em sua hipótese nula que os coeficientes conjuntamente são zero e a hipótese alternativa mostra caso contrário. Caso a probabilidade verificada for menor do que o nível de significância, rejeita-se a hipótese nula, deduzindo que conjuntamente os coeficientes são significativos, ou seja, esse grupo de variáveis contribuiu para explicar a variável dependente. Aplicamos o teste dos coeficientes para a equação III., em que a hipótese nula foi: H 0 : 0 = = 0. O resultado apresentado no teste Wald com a análise conjunta dos coeficientes das variáveis E t e E t foi um p-valor de , fazendo com que a hipótese nula não seja rejeitada, ou seja, as variáveis relacionadas a taxa de câmbio conjuntamente não contribuem para explicar a variável dependente. 4

25 O mencionado teste Wald foi repetido para as demais equações de forma com que o p- valor calculado foi comparado aos níveis de significância aceitos até 10%. Logo, podemos concluir se conjuntamente os coeficientes são significativos. Posteriormente, foram realizados testes com algumas dummies variantes da variável da desvalorização cambial com a finalidade de analisar o impacto no retorno real da Eletrobras. Com o intuito de isolar o efeito assimétrico entre valorização e desvalorização da taxa de câmbio, foi incluída a primeira variável dummy D 1t na seguinte Equação III.3 de forma a ser atribuído 0 para E t abaixo de zero e 1 para E t acima de zero. r t = D 1t + 0 R t + 1 R t D 1t + 0 E t + 1 E t D 1t + µ 0 E t + µ 1 E t D 1t + ε t (III.3) Observe-se que na formulação acima se permite que D 1t impacte o intercepto e o coeficiente de todas as variáveis independentes. Os resultados dessa equação serão mostrados na Tabela III.3 a seguir: Tabela III.3 Resultados da Estimação da Equação III.3 Coeficiente Erro-Padrão (*) p-valor constante -0,0116 0,015 0,8965 D 1t -0,0034 0,007 0,870 R t 0,755 0,1446 0,0000 R t D 1t 0,1916 0,1630 0,415 E t -0,441 0,5503 0,48 E t D 1t -1,715 1,7175 0,4601 E t -4,6690 6,808 0,4946 E t D 1t 7,514 8,9607 0,4195 Observações 180 p-valor (Estatística F) 0,0000 R 0,548 R -ajustado 0,5050 Durbin-Watson 1,4180 *Calculado com a correção de Newey-West A Tabela III.3 evidencia que as variáveis D 1t, E t, E t D 1t, E t e E t D 1t, individualmente, não apresentam nível de significância satisfatório. 5

26 Nesta equação o coeficiente de exposição cambial é dado por: Desta forma, optamos por testar se o resultado dessas duas variáveis somadas seria igual a zero, obtendo um p-valor igual a 0,6553, indicando que não rejeitamos a hipótese nula, logo essas variáveis, em conjunto, não são significativas e concluímos que a elasticidade preço não afetou o preço das ações da Eletrobras. Levando em consideração que os coeficientes de E t e E t D 1t (µ 0 e µ 1 ) apresentaram sinais contrários, temos que testar se eles não estão se anulando. A hipótese nula seria dada por: µ 0 + µ 1 = 0 e como obtivemos o valor de 0,6443, não rejeitamos essa hipótese e dessa forma podemos afirmar que a elasticidade preço não foi relevante na formação dos preços dessa ação, em conformidade com o parágrafo anterior. Com o objetivo de confirmar a ausência de significância das variáveis, realizamos teste conjunto com os quatro coeficientes aplicando o teste Wald para a Equação III.3, podendo verificar a seguinte hipótese nula: H 0 : 0 = 1 = = 1 = 0. O resultado mostrou que a significância conjunta dessas variáveis apresentou um p-valor de 0,7904, fazendo com que a hipótese nula não seja rejeitada, ou seja, as variáveis relacionadas a taxa de câmbio conjuntamente não contribuíram para explicar a variável dependente. Dessa forma, as supracitadas variáveis não são importantes no modelo e o efeito assimétrico entre valorização e desvalorização da taxa de câmbio não afetaram o retorno real da ação da empresa Eletrobras. Com o intuito de isolar o efeito dos valores extremos superiores, foi incluída a segunda variável dummy D t na equação III.4 de forma a ser atribuído o valor 0 para os valores E t menores ou iguais a X e 1 para valores de E t maiores a X, sendo X o valor tal que 16% das observações são maiores que X. r t = 0 + D t + 0 R t + R t D t + 0 E t + E t D t + µ 0 E t + µ E t D t + ε t (III.4) 6

27 Tabela III.4 Resultados da Estimação da Equação III.4 Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante D t Rt R t D t E t E t D t E t E t D t Observações 180 P-Valor ( Estatística F) R R Ajustado Durbin-Watson *Calculado com a correção de Newey-West A Tabela III.4 evidencia que as variáveis D t, e E t D t,, individualmente, estão com um p-valor significante, porém as variáveis que expressam as oscilações cambiais E t e E t D t não apresentaram um p-valor significativo. Nesta equação o coeficiente de exposição cambial é dado por: Desta forma, optamos por testar se o resultado dessas duas variáveis somadas seria igual a zero, obtendo um p-valor igual a 0,0103, indicando que rejeitamos a hipótese nula. Logo, essas variáveis, em conjunto, são significativas e concluímos que neste cenário, os valores 16% superiores da taxa de câmbio nominal explicam o preço das ações da Eletrobras. Com o objetivo de confirmar a significância das variáveis, testamos em conjunto os quatro coeficientes aplicando o teste Wald para a equação III.4, podendo verificar a seguinte hipótese nula: H 0 : 0 = 1 = = 1 = 0. O resultado apresentado no teste Wald para a significância conjunta dessas variáveis foi um p-valor de 0,096, fazendo com que a hipótese nula seja rejeitada, ou seja, as variáveis relacionadas à taxa de câmbio conjuntamente contribuem para explicar a variável dependente, com um R -ajustado igual a 0,549. Dessa 7

28 forma, as supracitadas variáveis são importantes no modelo e o efeito dos valores superiores extremos da taxa de câmbio afetou o retorno real da ação da empresa Eletrobras. Analisando o comportamento da dummy D t para os períodos em que D t = 0, ou seja, valores menores do que os 16% maiores da amostra, podemos observar o impacto através do coeficiente de E t. Para os valores de D t = 1, ou seja, os valores 16% maiores da amostra, a influência seria dada pela soma dos coeficentes de E t e E t D t. Ao realizar esse teste acima, podemos observar um impacto positivo da taxa de câmbio de 0,6 no retorno real da Eletrobras para os valores menores do que os 16% maiores da amostra e um impacto negativo de 3,14 para os valores 16% maiores da amostra. Essa análise será repetida nesse estudo para as dummies que apresentarem significância no modelo, seja individualmente ou através do teste Wald. Posteriormente, para isolar o efeito dos valores extremos inferiores, foi incluída a terceira variável dummy D 3t na equação III.5 de forma a ser atribuído o valor 0 para os valores E t maiores ou iguais a X e 1 para valores de E t menores a X, sendo X o valor tal que 16% das observações são menores que X. r t = D 3t + 0 R t + 1 R t D 3t + 0 E t + 3 E t D 3t + µ 0 E t + µ 1 E t D 3t + ε t (III.5) 8

29 Tabela III.5 Resultados da Estimação da Equação III.5 Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante D 3t Rt R t D 3t E t E t D 3t E t E t D 3t Observações 180 P-Valor ( Estatística F) R R Ajustado Durbin-Watson *Calculado com a correção de Newey-West A Tabela III.5 evidencia que as variáveis: D 3t, E t D 3t e E t D 3t, individualmente, apresentaram um p-valor com significância. Nesta equação o coeficiente de exposição cambial é dado por: Desta forma, optamos por testar se o resultado dessas duas variáveis somadas seria igual a zero, obtendo um p-valor igual a 0,0019, indicando que rejeitamos a hipótese nula. Logo, essas variáveis, em conjunto, são significativas e concluímos que os valores extremos inferiores também afetaram o preço das ações da Eletrobras. Levando em consideração os coeficientes de E t e E t D 1t (µ 0 e µ 3 ) e a hipótese nula dada por: µ 0 + µ 3 = 0, obtivemos o valor de 0,0070, de forma que rejeitamos essa hipótese, sugerindo que a oscilação cambial teve impacto na formação dos preços dessa ação. Novamente, com o objetivo de confirmar a significância das variáveis, realizamos teste com os quatro coeficientes aplicando o teste Wald para a Equação III.5, podendo verificar a seguinte hipótese nula: H 0 : 0 = 3 = = 3 = 0. O resultado apresentado no teste Wald para a significância conjunta dessas variáveis foi um p-valor de 0,0135, fazendo com que a hipótese nula seja rejeitada, ou seja, as variáveis relacionadas a taxa de câmbio 9

30 conjuntamente contribuem para explicar a variável dependente, com um R -ajustado igual a 0,517. Dada a significância dos coeficientes da exposição cambial, analisando o comportamento da dummy D 3t para os períodos em que D 3t = 0, ou seja, valores 16% menores da amostra, podemos observar o impacto através do coeficiente de E t. Para os valores de D 3t = 1, ou seja, os valores maiores do que os 16% menores da amostra, a influência seria dada pela soma dos coeficentes de E t e E t D 3t. Ao realizar esse teste acima, podemos observar um impacto negativo da taxa de câmbio de 0,55 no retorno real da Eletrobras para os valores 16% menores da amostra e um impacto positivo de 3,41 para os valores maiores do que os 16% menores da amostra. Dessa forma, as supracitadas variáveis são importantes no modelo e o efeito dos valores extremos inferiores da taxa de câmbio afetaram o retorno real da ação da empresa Eletrobras. Segundo Giambiagi e Villela (005), em janeiro de 1999, o Brasil enfrentou uma grave e inevitável desvalorização cambial, tendo como conseqüência a mudança de taxa de câmbio fixa para flutuante. O panorama começou a mudar com a nomeação de Armínio Fraga para o posto de presidente do Banco Central. Foram adotadas duas providências: elevação da taxa de juros e adoção do sistema de metas de inflação, que há anos vinha sendo adotado em diversos países. Neste cenário será introduzida a seguir uma nova dummy referente à mudança da política de câmbio para análise de sua relevância na definição do retorno das ações. Dessa forma, na equação III.6, foi incluída a variável dummy D 4t em que foi atribuído o valor 0 para os valores E t de janeiro de 1995 até janeiro de 1999 e 1 para valores de E t a partir de fevereiro de 1999 até dezembro de 009. r t = D 4t + 0 R t + 4 R t D 4t + 0 E t + 4 E t D 4t + µ 0 E t + µ 4 E t D 4t + ε t (III.6) 30

31 Apresenta-se a seguir os resultados obtidos na Tabela III.6: Tabela III.6 Resultados da Estimação da Equação III.6 Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante D 4t Rt R t D 4t E t E t D 4t E t E t D 4t Observações 180 P-Valor ( Estatística F) R R Ajustado Durbin-Watson *Calculado com a correção de Newey-West As variáveis explicativas E t e E t D 4t apresentam significância estatística quando analisadas individualmente e, como seus coeficientes apresentaram sinais contrários, vamos realizar o teste onde, H 0 : = 0. Como resultado deste teste, obtivemos um p-valor de 0,0765 e, logo, rejeitamos a hipótese nula, mostrando que a exposição cambial, neste cenário, impactou no preço das ações da Eletrobras. Como as variáveis E t e E t D 4t também apresentam sinais contrários, seguimos o mesmo raciocínio onde, H 0 : + 4 = 0. O resultado aponta um p-valor igual a 0,6336 não rejeitando a hipótese nula e portanto, mostrando que a volatilidade da exposição cambial não é significativa na explicação dos preços das ações. Diante da contradição acima, aliado ao fato da Eletrobras deter grande parte de seus recebíveis atrelados ao dólar, optamos por testar todos esses parâmetros em conjunto (H 0 : 0 = 4 = = 4 = 0), na tentativa de melhorar o resultado, sendo obtido um p-valor igual a 0,0001, ou seja, rejeitando a hipótese nula, podendo considerar que essas variáveis em 31

32 conjunto foram importantes na explicação do preço da ação. Portanto, a exposição cambial e a volatilidade do câmbio, juntas, foram relevantes na determinação do retorno da ação. De acordo com a significância encontrada pelo teste descrito acima, verificando o comportamento da dummy D 4t para os períodos em que D 4t = 0, ou seja, valores até janeiro de 1999, o impacto é dado pelo coeficiente de E t. Para os valores de D 4t = 1, ou seja, valores a partir de fevereiro de 1999, o impacto seria dado pela soma dos coeficentes de E t e E t D 4t. Ao realizar esse teste acima, podemos observar um impacto negativo da taxa de câmbio de 1,96 no retorno real da Eletrobras para os valores até janeiro de 1999 e um impacto negativo de 0, para os valores a partir de fevereiro de Consideramos também, em nossa análise, a crise global ocorrida em 00. Segundo Giambiagi (005), os problemas econômicos de 00 refletiam, em parte, uma crise de desconfiança à incerteza em torno do que ocorreria com a política econômica a partir de 003, com a posse do novo governo. Três indicadores, ligados entre si, captaram com toda intensidade essa incerteza. Primeiro, o risco-país, medido pelos C-bonds, atingiu mais de 000 pontos-base, depois de se apresentar um pouco mais de 700 pontos em março daquele ano. Segundo, a taxa de câmbio que em março de 00, fechara a R$,3 mesma cotação de final de 001 chegou a R$ 3,89 no final de setembro, último dia útil das eleições (representando um aumento da cotação cambial de 68% em seis meses). Por último, a expectativa da inflação para 003 elevou-se dramaticamente a partir de setembro. Conforme os fatos mencionados acima, introduzimos a variável dummy D 5t de forma que a dummy assuma o valor 1 para todos os meses do ano de 00 e o valor 0 para todos os demais períodos. Apresenta-se a seguir a equação III.7 a ser estimada: r t = D 5t + 0 R t + 5 R t D 5t + 0 E t + 5 E t D 5t + µ 0 E t + µ 5 E t D 5t + ε t (III.7) 3

33 Apresenta-se a seguir na Tabela III.7 os resultados obtidos da equação acima: Tabela III.7 Resultados da Estimação da Equação III.7 Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante D 5t Rt R t D 5t E t E t D 5t E t E t D 5t Observações 180 P-Valor ( Estatística F) R R Ajustado Durbin-Watson *Calculado com a correção de Newey-West Esta equação demonstra a ausência de significância estatística das variáveis: E t, E t D 5t, E t e E t D 5t, quando analisadas individualmente. Sendo assim, seguimos o modelo das equações anteriores e testamos as variáveis E t e E t D 5t em conjunto e posteriormente as variáveis E t e E t D 5t em conjunto, não havendo significância em ambas as situações. Passamos à análise das quatro variáveis concomitantemente (H 0 : 0 = 5 = = 5 = 0), sendo neste caso rejeitada a hipótese nula, o que sugere que estas variáveis foram importantes neste cenário, ou seja, a exposição cambial e a volatilidade do câmbio provavelmente influenciaram no retorno real da ação da empresa Eletrobras, com um R -ajustado igual a 0,5110. Conforme a significância calculada acima pelo teste Wald, estudaremos o comportamento da dummy D 5t para os períodos em que D 5t = 0, ou seja, valores para os anos 1995 a 009, com exceção do ano de 00, de forma que esse impacto seja representado pelo coeficiente de E t. Para os valores de D 5t = 1, ou seja, valores para o ano de 00, o impacto 33

34 seria dado pela soma dos coeficentes de E t e E t D 5t. Calculando esse teste acima, podemos observar um impacto negativo da taxa de câmbio de 0,04 no retorno real da Eletrobras para os valores durante os anos de 1999 a 009, extraindo o ano de 00, e um impacto negativo de 0,6 para os valores no ano de 00. A seguir, serão consideradas na Equação III.8 a inclusão de todas as variáveis independentes e as dummies citadas, apresentando os resultados na Tabela III.8: r t = D 1t + D t + 3 D 3t + 4 D 4t + 5 D 5t + 0 R t + 1 R t D 1t + R t D t + 3 R t D 3t + 4 R t D 4t + 5 R t D 5t + 0 E t + 1 E t D 1t + E t D t + 3 E t D 3t + 4 E t D 4t + 5 E t D 5t + µ 0 E t + µ 1 E t D 1t + µ E t D t + µ 3 E t D 3t + µ 4 E t D 4t + µ 5 E t D 5t + ε t (III.8) 34

35 Tabela III.8 Resultados da Estimação da Equação III.8 Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante D 1t D t D 3t D 4t D 5t Rt R t D 1t R t D t R t D 3t R t D 4t R t D 5t E t E t D 1t E t D t E t D 3t E t D 4t E t D 5t E t E t D 1t E t D t E t D 3t E t D 4t E t D 5t Observações 180 P-Valor ( Estatística F) R R Ajustado Durbin-Watson *Calculado com a correção de Newey-West A maior parte das variáveis acima quando analisadas individualmente não apresentam significância estatística. Desta forma, procedemos o teste de Wald no qual estaremos se esses parâmetros são iguais a zero (H 0 : = 5 = 0) e (H 0 :

36 4 4 0), onde o p-valor alcançado foi de 0,1617 e 0,946 respectivamente, ou seja, ambos não conseguiram rejeitar a hipótese nula. Procedemos em seguida a um novo teste com todas as variáveis em conjunto, onde H 0 : 1 = = 3 = 4 = 0 = 1 = = 3 = 0 = 1 = = 3 = 4 = 0. Neste caso, obtivemos p- valor igual a 0,0001, o que nos levou a rejeitar a hipótese nula. Sendo assim, podemos sugerir que todas as variáveis, quando analisadas em conjunto, impactaram no preço das ações da Eletrobras. Com o intuito de analisar a influência do preço da ação no período anterior sobre o período atual e um possível problema de endogeneidade foram realizadas as equações III.9 e III.10 respectivamente. Dessa forma, na equação III.8 foi introduzida a variável r t-1 como variável explicativa e estimamos a regressão em MQO. r t = D 1t + D t + 3 D 3t + 4 D 4t + 0 R t + 1 R t D 1t + R t D t + 3 R t D 3t + 4 R t D 4t + 5 R t D 5t + 0 E t + 1 E t D 1t + E t D t + 3 E t D 3t + 4 E t D 4t + 5 E t D 5t + µ 0 E t + µ 1 E t D 1t + µ E t D t + µ 3 E t D 3t + µ 4 E t D 4t + µ 5 E t D 5t +δr t-1 + ε t (III.9) Apresenta-se a seguir na Tabela III.9 os resultados obtidos da equação acima: 36

37 Tabela III.9 Resultados da Estimação da Equação III.9 Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante D 1t D t D D 4t D 5t R t R t D 1t R t D t R t D 3t R t D 4t R t D 5t E t E t D 1t E t D t E t D 3t E t D 4t E t D 5t E t E t D 1t E t D t E t D 3t E t D E t D 5t r t Observações 180 P-Valor ( Estatística F) R 0.57 R Ajustado Durbin-Watson *Calculado com a correção de Newey-West 37

38 Como podemos verificar, na equação acima, o p-valor apresentado foi igual a 0,578, o que sugere que a variável correspondente ao preço da ação defasado não foi significativa para explicar o retorno da ação da Eletrobrás. Logo a seguir estimamos a equação III.10 que considera as variáveis explicativas defasadas, os resultados são encontrados na tabela III.10: r t = D 1t-1 + D t D 3t D 4t D 5t R t R t-1 D 1t-1 + R t-1 D t R t-1 D 3t R t-1 D 4t R t-1 D 5t E t E t-1 D 1t-1 + E t-1 D t E t-1 D 3t E t-1 D 4t E t-1 D 5t-1 + µ 0 E t-1 + µ 1 E t-1 D 1t-1 + µ E t-1 D t-1 + µ 3 E t-1 D 3t-1 + µ 4 E t-1 D 4t-1 + µ 5 E t-1 D 5t- 1+ ε t (III.10) 38

39 Tabela III.10 Resultados da Estimação da Equação III.10 Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante D 1t D t D 3t D 4t D 5t R t R t-1 D 1t R t-1 D t R t-1 D 3t R t-1 D 4t R t-1 D 5t E t E t-1 D 1t E t-1 D t E t-1 D 3t E t-1 D 4t E t-1 D 5t E t E t-1 D 1t E t-1 D t E t-1 D 3t E t-1 D 4t E t-1 D 5t Observações 180 P-Valor ( Estatística F) R 0.58 R Ajustado Durbin-Watson *Calculado com a correção de Newey-West Considerando-se este modelo onde mostramos todas essas variáveis explicativas defasadas em um período, verificamos uma melhora, como pode ser visto nos resultados apontados na tabela acima em que as variáveis explicativas D t-1, D 4t-1, E t-1, E t D t-1, E t D 4t-1, 39

40 E t D 1t-1 e E t D t-1 foram significativas. Podemos verificar que na regressão III.10 a variável da desvalorização do câmbio, E t-1, foi fortemente significativa, contribuindo consideravelmente para explicar o retorno real da Eletrobras. Diante disso, a fim de continuar aprimorando o modelo acima, optamos pela estimação da equação III.11, na qual incluímos tanto as variáveis explicativas defasadas quanto a variável dependente defasada, os resultados estão demonstrados na Tabela III.11: r t = D 1t-1 + D t D 3t D 4t D 5t R t R t-1 D 1t-1 + R t-1 D t R t-1 D 3t R t-1 D 4t R t-1 D 5t E t E t-1 D 1t-1 + E t-1 D t E t-1 D 3t E t-1 D 4t E t-1 D 5t-1 + µ 0 E t E t-1 D 4t-1 µ 1 + E t-1 D 1t-1 + µ E t-1 D t-1 + µ 3 E t-1 D 3t-1 + µ 4 E t- 1 D 4t-1 + µ 5 E t-1 D 5t-1 + δr t-1 +ε t (III.11) 40