DISSERTAÇÃO DE MESTRADO PROFISSIONALIZANTE EM ECONOMIA EXPOSIÇÃO CAMBIAL: O CASO DA SABESP

DISSERTAÇÃO DE MESTRADO PROFISSIONALIZANTE EM ECONOMIA EXPOSIÇÃO CAMBIAL: O CASO DA SABESP Patricia Cabral de Menezes Gurfinkel ORIENTADOR: PROF. DR. JOSÉ VALENTIM MACHADO VICENTE Rio de Janeiro, 05 de JANEIRO de 2012

EXPOSIÇÃO CAMBIAL: O CASO DA SABESP PATRICIA CABRAL DE MENEZES GURFINKEL Dissertação apresentada ao curso de Mestrado Profissionalizante em Economia como requisito parcial para obtenção do Grau de Mestre em Economia. Área de Concentração: Finanças e Macroeconomia Aplicadas ORIENTADOR: PROF. DR. JOSÉ VALENTIM MACHADO VICENTE RIO DE JANEIRO, 05 DE JANEIRO DE 2012

EXPOSIÇÃO CAMBIAL: O CASO DA SABESP PATRICIA CABRAL DE MENEZES GURFINKEL Dissertação apresentada ao curso de Mestrado Profissionalizante em Economia como requisito parcial para obtenção do Grau de Mestre em Economia. Área de concentração: Finanças e Macroeconomia Aplicadas Avaliação: BANCA EXAMINADORA: Professor: PROF. DR. JOSÉ VALENTIM MACHADO VICENTE (Orientador) Instituição: IBMEC Rio de Janeiro Professor: PROF. DR. OSMANI TEIXEIRA DE CARVALHO GUILLÉN Instituição: IBMEC Rio de Janeiro Professor: PROF. DR. ALEXANDRE CUNHA Instituição: CNPQ Rio de Janeiro, 5 de janeiro de 2012

Dedicatórias Dedico esse estudo a minha família que sempre esteve presente em minha vida e me dá força para alcançar meus objetivos.

Agradecimentos Ao Professor Alexandre Cunha pela orientação, encorajamento e suporte. Aos professores do Ibmec pelo conhecimento transmitido durante o mestrado. A minha família.

Resumo Neste trabalho, analisamos a relação entre variações cambiais e o retorno real das ações da SABESP (SBSP3), no período compreendido entre novembro de 1996 e julho de 2011. Foi encontrada evidência de exposição cambial para as ações de Sabesp. A exposição apresenta uma queda durante o período da crise da dívida soberana, que se inicia em abril de 2010. Verificou-se que durante o mesmo período a exposição cambial muda de sinal apresentando relação positiva com a variação. Palavras Chave: Exposição Cambial, Variação do Retorno

ABSTRACT In this paper we analyze the relationship between exchange rate changes and the return of Sapesp stocks (SBSP3) during the period between November 1996 and July 2011. Evidence of exchange rate exposure was found. The exposure presents a fall during sovereign debt crisis wich began in April 2010. It was found that during the same period the foreign exchange exposure changes sign presenting a positive relationship with exchange rate variations. Key Words: Exchange Rate Exposure, Return Variation

Sumário 1. INTRODUÇÃO... 1 2. BASE DE DADOS... 4 3. ANÁLISE ECONOMÉTRICA... 8 4. COMPARAÇÃO COM RESULTADOS DE TRABALHOS ANTERIORES... 29 5. CONCLUSÃO... 35 6. REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS... 36

1. INTRODUÇÃO As variações cambiais são uma grande fonte de incerteza. Em uma perspectiva microeconômica, a mesma afeta empresas que têm ativos ou passivos em moeda estrangeira. Macroeconomicamente, elas podem influenciar níveis de emprego, demanda e produção afetando empresas de todos os setores, mesmo as que não possuem atividades com moedas estrangeiras ou atividade de importação ou exportação. O trabalho atual busca analisar de forma empírica a influência da variação cambial no retorno das ações da empresa Sabesp (SBSP3). Para isso, foram analisadas 176 observações das quais foram apuradas as médias dos valores mensais e seus logaritmos naturais. Os índices Ibovespa e FGV-100 e o retorno da ação SBSP3 foram extraídos da Economática. O IPCA Índice de Preços ao Consumidor Amplo - é divulgado pelo IBGE. Utilizamos a taxa de câmbio R$ / US$ comercial para compra, a qual foi extraída do IPEADATA. A análise contempla o período de novembro de 1996, início das negociações da ação, a julho de 2011, data do último dado disponível no momento do início do trabalho. Para a estimação do resultado, utilizamos o Método dos Mínimos Quadrados. Foram consideradas dummies com o objetivo de incorporar fatos econômicos importantes às regressões realizadas no trabalho, verificando seu efeito nos retornos das ações da Sabesp. 1

A primeira dummy utilizada (D 1t ) refere-se à mudança do regime cambial adotado no Brasil. Em janeiro de 1999 o Banco Central abandonou o regime de câmbio fixo e passou a operar com regime de câmbio flutuante. Nesse período houve forte queda do real. A partir do início do regime de câmbio flutuante, a volatilidade do real frente ao dólar apresentou grande aumento. Os dados a partir de janeiro de 1999 receberam valor um, e os demais períodos valor zero. A segunda dummy utilizada (D 2t ) busca representar a crise de confiança ocorrida no ano de 2002, devido à eleição presidencial. Naquele ano, havia grande incerteza e apreensão sobre rumos futuros da política macroeconômica no Brasil. Houve aumento do risco Brasil, o que gerou insegurança entre investidores com relação ao futuro do país. Tal incerteza aumentou a volatilidade cambial. A variável D 2t recebe valor um para os meses do ano de 2002 e zero para o restante da amostra. A terceira dummy utilizada no trabalho representa a crise global ocorrida entre 2008 e início de 2009. Em agosto/setembro de 2008 a crise, chegou ao auge com a falência do tradicional banco de investimentos Lehman Brothers seguida pela falência técnica da American International Group (AIG), que necessitou de oitenta e cinco bilhões de dólares de dinheiro público para salvar suas operações. Em poucas semanas a crise se generalizou e as falências e quebras de instituições financeiras geraram quedas nas bolsas de valores de todo o mundo, dentre elas a Bovespa. A variável dummy representativa dessa crise recebeu o valor um para o período entre setembro de 2008 a março de 2009 e zero para o restante do período analisado. A quarta e última variável dummy (d 4t ) utilizada refere-se à crise da dívida soberana dos países desenvolvidos (União Européia e Estados Unidos). O período representado inicia em abril de 2010, momento em que o Governo da Grécia recorre ao FMI e à Zona do Euro, tornando evidente a crise para o mundo, até o último mês da amostra. A dummy recebeu valor um para os 2

meses a partir de abril de 2010, inclusive, até a última observação analisada e zero para as demais. O restante do trabalho está organizado da seguinte maneira: No capítulo 2, apresentamos a base de dados analisada bem como as técnicas utilizadas para tratamento da mesma. No capítulo 3, são apresentadas todas as regressões realizadas para se chegar à equação final, indicando testes realizados e análises relevantes tal como a significância das variáveis. No capítulo 4 realizamos comparação dos resultados encontrados no presente estudo com resultados encontrados em trabalhos anteriores. No capítulo 5, apresentamos a conclusão do trabalho, contendo seu objetivo e sumário de resultados encontrados. Finalmente, no capítulo 6, estão disponíveis as referências bibliográficas. 3

2. BASE DE DADOS O propósito deste capítulo é esclarecer a origem dos dados, bem como as técnicas utilizadas para seu tratamento. As séries utilizadas no presente trabalho foram coletadas de diversas fontes. O índice Ibovespa, o índice FGV-100 e o retorno da ação SBSP3 foram extraídos da Economática. O IPCA Índice de Preços ao Consumidor Amplo - é divulgado pelo IBGE. Utilizamos a taxa de câmbio R$ / US$ comercial para compra, a qual foi extraída do IPEADATA. O trabalho foi realizado com valores mensais. Dessa maneira, foram analisadas 176 observações contemplando novembro de 1996, início das negociações da ação, a julho de 2011, data do último dado disponível. Foram apuradas as médias dos valores mensais e seus logaritmos naturais. abaixo: A variável dependente retorno real da ação SBSP3 (R t ) foi calculada conforme equação R t = ln (P t / I t ) ln (P t-1 / I t-1 ), onde, P t é o preço da ação na data t e I t representa o IPCA na mesma data t. equação: Para calcular a variável explicativa, retorno real de mercado (R m,t ), foi utilizada a seguinte R m,t = ln (Ibovespa / I t ) ln (Ibovespa t-1 / I t-1 ) 4

De maneira semelhante, quando utilizamos retorno de mercado (R m,t ) representado pelo índice FGV-100, a fórmula utilizada foi a seguinte: R m,t = ln (FGV-100 / I t ) ln (FGV-100 t-1 / I t-1 ) A variável referente à desvalorização cambial S t foi calculada em função da primeira diferença do logaritimo natural: S t = ln (Ptax t ) ln (Ptax t-1 ) A seguir, são apresentadas as tabelas das estatísticas descritivas das variáveis: Tabela 1: Estatísticas Descritivas do Retorno Real da SBSP3 mensal Período Média Mediana Desvio Padrão Máximo Mínimo 1996-2011 1,02% 0,76% 11,79% 44,32% -46,76% 1996 44,32% 44,32% 0,00% 44,32% 44,32% 1997 7,38% 5,46% 16,47% 32,16% -19,37% 1998-5,96% -5,15% 20,94% 34,26% -46,76% 1999 4,49% 3,64% 18,29% 26,64% -37,60% 2000-1,16% -4,26% 8,56% 15,57% -13,21% 2001-2,24% -1,72% 14,49% 24,07% -26,42% 2002-3,17% -0,73% 8,62% 8,65% -21,11% 2003 5,03% 7,19% 9,22% 16,45% -16,33% 2004-0,44% -2,19% 7,16% 9,81% -11,89% 2005 0,11% 0,07% 6,24% 8,43% -15,05% 2006 5,70% 5,84% 6,08% 16,21% -3,98% 2007 1,18% -2,11% 5,59% 9,32% -4,66% 2008-4,25% -1,88% 10,27% 8,15% -27,68% 2009 2,10% 1,71% 6,32% 15,17% -9,29% 2010 1,70% 0,89% 4,54% 9,62% -4,83% 2011 1,41% 2,16% 3,81% 5,77% -4,67% 5

Tabela 2: Estatísticas Descritivas do Retorno Real do Ibovespa mensal Período Média Mediana Desvio Padrão Máximo Mínimo 1996-2011 0,75% 1,31% 8,05% 25,7% -35,32% 1996 2,62% 2,62% 0,00% 2,62% 2,62% 1997 2,36% 4,40% 9,33% 13,23% -18,72% 1998-2,07% 1,14% 14,91% 18,15% -35,32% 1999 5,18% 5,85% 11,42% 25,70% -13,21% 2000-1,05% -0,94% 7,08% 8,96% -12,57% 2001-1,19% -1,87% 9,17% 14,12% -17,94% 2002-2,64% -3,45% 5,98% 6,81% -14,22% 2003 4,76% 5,54% 6,23% 13,10% -9,64% 2004 0,86% 1,94% 5,81% 7,54% -12,48% 2005 1,70% 2,92% 4,95% 9,51% -8,39% 2006 1,97% 2,79% 4,55% 8,01% -8,58% 2007 2,83% 3,11% 6,15% 11,82% -10,28% 2008-4,88% -6,34% 9,18% 8,66% -23,11% 2009 4,67% 4,03% 4,98% 12,97% -3,17% 2010-0,37% 0,39% 4,15% 5,14% -9,77% 2011-2,29% -2,27% 2,47% 0,59% -5,83% Tabela 3: Estatísticas Descritivas do Retorno Real do FGV-100 mensal Desvio Período Média Mediana Máximo Mínimo Padrão 1996-2011 1,31% 1,53% 6,80% 18,38% -21,48% 1996 1,50% 1,50% 0,00% 1,50% 1,50% 1997-0,33% 0,47% 7,53% 9,46% -17,69% 1998-2,31% -1,41% 10,31% 14,15% -21,48% 1999 8,30% 10,63% 7,72% 18,38% -6,45% 2000 0,36% 0,66% 5,92% 10,51% -8,61% 2001 0,38% -0,28% 8,52% 15,76% -12,54% 2002 0,11% 0,88% 3,53% 4,64% -7,21% 2003 4,79% 5,96% 5,07% 13,26% -6,12% 2004 1,98% 3,69% 6,45% 11,74% -11,81% 2005 0,77% 2,01% 4,41% 7,76% -8,31% 2006 1,96% 2,73% 3,88% 6,69% -6,65% 2007 2,69% 4,27% 5,55% 9,79% -7,97% 2008-4,03% -5,78% 8,67% 7,31% -21,41% 2009 4,81% 4,61% 5,27% 13,96% -3,60% 2010 0,40% 1,32% 3,63% 4,07% -8,56% 2011-1,41% -1,48% 2,34% 1,69% -4,39% 6

Tabela 4: Estatísticas Descritivas da Variação Nominal da taxa de Câmbio mensal Período Média Mediana Desvio Padrão Máximo Mínimo 1996-2011 0,24% -0,37% 4,44% 24,24% -11,31% 1996 0,67% 0,67% 0,00% 0,67% 0,67% 1997 0,59% 0,59% 0,08% 0,70% 0,40% 1998 0,66% 0,62% 0,15% 0,98% 0,45% 1999 3,54% 1,44% 10,16% 24,24% -11,31% 2000 0,53% 0,71% 1,99% 3,58% -2,15% 2001 1,54% 2,95% 4,51% 6,22% -7,47% 2002 3,57% 3,77% 5,58% 13,00% -6,22% 2003-1,79% -2,30% 4,19% 4,34% -10,01% 2004-0,61% -1,23% 2,88% 6,48% -3,80% 2005-1,45% -1,67% 2,77% 4,03% -5,03% 2006-0,51% -0,48% 2,14% 3,17% -5,05% 2007-1,55% -2,25% 2,44% 4,33% -5,33% 2008 2,44% -0,88% 6,58% 18,86% -2,66% 2009-2,61% -2,54% 2,63% 1,40% -6,80% 2010-0,28% -0,87% 2,19% 3,34% -3,00% 2011-1,14% -1,10% 1,85% 1,69% -4,48% 7

3. ANÁLISE ECONOMÉTRICA Este capítulo tem como objetivo apresentar estimativas do efeito da variação cambial no retorno real das ações ordinárias (ON) da empresa SABESP (SBSP3). A empresa não possui ações preferenciais (PN), que em geral, apresentam maior liquidez, contudo as ações ON apresentam a liquidez necessária para a realização do estudo. O capítulo é separado em duas etapas, na primeira realizamos a regressão para o cálculo da exposição cambial utilizando o Ibovespa como índice de mercado. Após encontrarmos o melhor modelo, na segunda etapa, testamos o mesmo utilizando o FGV-100 como índice de mercado e avaliamos as variações decorrentes da mudança do índice. Esse exercício foi realizado como teste de robustez para problema de endogeneidade. O período utilizado contempla o intervalo entre novembro de 1996, início das negociações da ação, e julho de 2011, data do último dado disponível. No presente trabalho, utilizamos o Método dos Mínimos Quadrados, que busca o melhor ajustamento para um conjunto de dados minimizando a soma dos quadrados dos resíduos. A seguir, apresentamos a equação que determina a relação entre a variável dependente, o retorno da ação (R t ), e as variáveis explicativas: retorno de mercado (R m,t ) e câmbio (S t ). Essa equação foi utilizada em trabalhos anteriores como, Adler e Dumas (1984) e Jorion (1990). (3.1) R t = α 0 + β 0 R m,t + γ 0 S t + ε t, 8

onde, R t corresponde ao retorno real das ações da Sabesp, R m,t representa o retorno real do mercado (Ibovespa ou FGV-100) e S t, a variação cambial no período. Tabela 3.1: Resultado da estimação da equação (3.1) utilizando matriz robusta de Newey-West Variável Coeficiente Erro-Padrão p-valor Constante 0,003673 0,006630 0,5803 R m,t 0,978006 0,107943 0,0000 S t -0,347308 0,230427 0,1336 Observações 176 p-valor (Estatística F) 0,0000 R2 0,5302 R2 ajustado 0,5248 Durbin-Watson 1,5933 O valor do Durbin-Watson indica presença de autocorrelação serial que ocorre quando os termos de resíduo são correlacionados com os valores anteriores ou posteriores da mesma série, o que afetaria a validade dos testes estatísticos do modelo gerando problemas como, subestimação dos desvios-padrão e erros nos valores da estatística F. Por essa razão, os desvios padrão foram estimados utilizando matriz robusta de Newey-West, que tem como propriedade corrigir problemas de autocorrelação serial e heterocedasticidade. Repetimos o mesmo procedimento para as demais regressões realizadas no trabalho. A tabela acima indica que a exposição cambial não é significativa para o modelo, ao nível de 5%, sugerindo que a variável não afeta os retornos da ação. Para aprofundar o estudo, foi inserida na equação inicial (3.1) a variável variação cambial elevada ao quadrado, S 2 t. O objetivo de se adicionar essa variável foi testar o impacto da volatilidade do câmbio no retorno da ação. A segunda equação é a seguinte: (3.2) R t = α 0 + β 0 R m,t + γ 0 S t + µ 0 S 2 t + ε t, O resultado é apresentado na tabela a seguir: 9

Tabela 3.2: Resultado da estimação da equação (3.2) utilizando matriz robusta de Newey-West Variável Coeficiente Erro-Padrão p-valor Constante 0,009368 0,007119 0,1900 R m,t 1,055194 0,110492 0,0000 S t 0,050495 0,231384 0,8275 2 S t -3,666371 1,320345 0,0061 Observações 176 p-valor (Estatística F) 0,0000 R 2 0,5526 R 2 ajustado 0,5448 Durbin-Watson 1,6205 A tabela acima indica que a variável S t não é significante individualmente. A volatilidade cambial é significativa. Devido à alta correlação entre S t e S t 2 (64%), é possível que S t 2 esteja, enviesando a estimação da significância do coeficiente de S t. O R 2 indica que o modelo explica aproximadamente 55% das variações da variável dependente. Isso demonstra que as variáveis exposição cambial, volatilidade do câmbio e retorno do índice de mercado têm uma grande participação nas variações que ocorrem com o retorno de SBSP3. Com o objetivo de incorporar fatos econômicos importantes ao modelo e verificar seu efeito no retorno das ações da Sabesp, utilizamos algumas variáveis de controle, dummies. A primeira dummy a ser utilizada (D 1t ) refere-se à mudança do regime de câmbio adotado no Brasil. Em janeiro de 1999, o Banco Central, abandonou o regime de câmbio fixo e passou a operar com o regime de câmbio flutuante. Nesse período ocorreu forte movimento de queda do real. A partir do início do regime de câmbio flutuante, a volatilidade do real frente ao dólar aumentou substancialmente. Para nossa análise, os dados a partir de janeiro de 1999 receberão valor um, e os demais períodos valor zero. A dummy irá impactar o intercepto e o coeficiente das variáveis 10

independentes. Utilizamos a seguinte equação e os resultados são demonstrados na tabela a seguir: (3.3) R t = α 0 + α 1 D 1t + β 0 R m,t + β 1 R m,t D 1t + γ 0 S t + γ 1 S t D 1t + μ 0 S t 2 + μ 1 S t 2 D 1t + ε t, Tabela 3.3: Resultado da estimação da equação (3.3) utilizando matriz robusta de Newey-West Variável Coeficiente Erro-Padrão p-valor constante -0,313845 0,370659 0,3984 D 1t 0,320667 0,370574 0,3881 R m,t 1,574931 0,132672 0,0000 R m,t D 1t -0,799513 0,165875 0,0000 S t 79,61793 107,7183 0,4609 S t D 1t -79,90575 107,7286 0,4593 2 S t -4.050,869 7.063,969 0,5671 S 2 t D 1t 4.048,693 7.064,064 0,5673 Observações 176 p-valor (Estatística F) 0,000000 R 2 0,602713 R 2 ajustado 0,586159 Durbin-Watson 1,701463 Com a inclusão da variável dummy (D 1t ), o coeficiente do retorno de mercado passa a ser β 0 + β 1, o coeficiente de exposição cambial é γ 0 + γ 1 e o coeficiente de exposição à volatilidade do câmbio μ 0 + μ 1 para janeiro de 1999 em diante. As variáveis de retorno de mercado apresentam significância para o modelo. Porém, devido ao fato de apresentarem sinais opostos, testamos se β 0 + β 1 = 0. O teste apresentou p-valor zero, ou seja, os coeficientes não se anulam e são significativos para o modelo. As variáveis S t e S t D 1t, não são significativas e apresentam sinais opostos, sendo possível que se anulem. Visto que não é esperado que uma alteração do regime cambial fixo para flutuante faça com que o câmbio deixe de explicar o retorno do ativo, testamos se o coeficiente das duas variáveis é nulo (γ 0 = γ 1 = 0) e, ainda, se os coeficientes das variáveis se anulam (γ 0 + γ 1 = 0). Os p-valores encontrados foram respectivamente, 0,2012 e 0,0946, não rejeitando a hipótese nula para nenhum dos casos. Dessa maneira, entendemos que a após a alteração do regime cambial, a 11

exposição cambial não afetaria o retorno das ações da Sabesb. Esse resultado não tem sentido intuitivo, por essa razão foram realizados outros testes de significância conjunta mais adiante. As variáveis S 2 t e S 2 t D 1t, também não são significativas e apresentam sinais opostos. Realizamos os mesmos testes utilizados para S t e S t D 1t. Os p-valores encontrados foram respectivamente 0,1001 e 0,0446. Dessa maneira, interpretamos que os coeficientes não se anulam, porém, não são significativos para o modelo. Entende-se que a mudança do regime cambial fez com que a volatilidade do câmbio deixasse de afetar o retorno da Sabesp Acreditamos que as conclusões descritas acima não condizem com o resultado esperado. Assim, testamos se os quatro coeficientes não são significantes conjuntamente, ou seja, se são iguais a zero (H0: S t = S t D 1t = S 2 t = S 2 t D 1t = 0). O teste rejeitou a hipótese nula com p-valor igual a zero. O resultado indica que, conjuntamente, as variáveis possuem significância, são representativas. Durante o período contemplado pela dummy, a exposição cambial, bem como a volatilidade do câmbio impactam o retorno de SBSP3. A segunda dummy a ser utilizada (D 2t ) faz referência à crise de confiança ocorrida no ano de 2002, devido à eleição presidencial. O país vinha de um período de crise cambial que gerou desemprego e queda na taxa de crescimento. Havia grande incerteza sobre os rumos futuros da política macroeconômica do país. O aumento do risco Brasil gerou desconfiança entre investidores com relação ao futuro do país e, conseqüentemente, houve aumento na volatilidade cambial. A variável D 2t recebe valor um para cada mês do ano de 2002 e zero para o restante do período. A equação é: 12

(3.4) R t = α 0 + α 1 D 2t + β 0 R m,t + β 1 R m,t D 2t + γ 0 S t + γ 1 S t D 2t + μ 0 S t 2 + μ 1 S t 2 D 2t + ε t, Tabela 3.4: Resultado da estimação da equação (3.4) utilizando matriz robusta de Newey-West Variável Coeficiente Erro-Padrão p-valor constante 0,009402 0,007637 0,2200 D 2t -0,009498 0,033751 0,7787 R m,t 1,064154 0,112769 0,0000 R m,t D 2t -0,416112 0,212742 0,0521 S t 0,053263 0,257090 0,8361 S t D 2t -0,449848 0,533415 0,4002 2 S t -3,737815 1,378922 0,0074 S 2 t D 2t 3,648129 4,223679 0,3890 Observações 176 p-valor (Estatística F) 0,000000 R 2 0,554255 R 2 ajustado 0,535683 Durbin-Watson 1,606231 O resultado da regressão indica que as variáveis S t, S t D 2t e S t 2 D 2t não são significativas individualmente. Podemos notar, ainda, que S t e S t D 2t e S t 2 e S t 2 D 2t possuem sinais opostos, levantando a hipótese de que seus coeficientes se anulem. Para S t e S t D 2t,testamos se os coeficientes são iguais a zero (γ 0 = γ 1 = 0) ou se anulam (γ 0 + γ 1 = 0). Os dois testes demonstraram que a hipótese nula não pode ser rejeitada. Os p-valores encontrados foram respectivamente 0,6786 e 0,3895. O resultado indica que as variáveis não são importantes para o modelo e seus coeficientes se anulam. O resultado não é intuitivo, pois se espera que, em um período de forte desconfiança e volatilidade cambial, a exposição cambial tenha grande influência sobre os retornos de mercado dos ativos, inclusive, da SBSP3. É possível que devido ao problema de multicolinearidade, uma variável esteja dificultando a quantificação da significância da outra. Outros testes de significância conjunta foram realizados. Para S 2 t e S 2 t D 2t testamos se µ 0 + µ 1 = 0, o teste apresentou p-valor igual a 0,9824, não rejeitando H 0. Esse resultado indica os coeficientes se anulam. A interpretação desse resultado 13

nos diz que, a volatilidade do câmbio não exerceu efeito sobre o retorno de SBSP3 no ano de 2002. Para um melhor entendimento sobre as variáveis, testamos a significância conjunta dos coeficientes de S t, S t D 2t e S 2 t D 2t para o modelo (H0: S t = S t D 2t = S 2 t D 2t ). Encontramos que, com p-valor igual a 0,0001, rejeitamos fortemente a hipótese nula e podemos assumir que as variáveis são importantes para explicar as variações no retorno das ações, durante o período testado. Assim, dizemos que a variação do câmbio e a volatilidade cambial são importantes determinantes do retorno das ações de Sabesp durante o ano de 2002. A terceira dummy do modelo diz respeito à crise global ocorrida entre 2008 e início de 2009, desencadeada pelo problema ocorrido com as hipotecas subprime. Tal crise econômica foi a maior ocorrida desde a grande depressão de 1929. A variável dummy receberá o valor um para o período entre setembro de 2008, quando ocorreu a quebra do Lehman Brothers, a março de 2009, mês em que o mercado volta a dar sinais de estabilização como resposta às intervenções dos Bancos Centrais de todo o mundo. A partir desse mês grandes empresas brasileiras, como Aracruz, Klabin, Suzano Papel e Celulose e Votorantim Celulose e Papel, entre outras, apresentaram movimento de aumento no preço de suas ações. A equação estimada é a seguinte: (3.5) R t = α 0 + α 1 D 3t + β 0 R m,t + β 1 R m,t D 3t + γ 0 S t + γ 1 S t D 3t + μ 0 S 2 t + μ 1 S 2 t D 3t + ε t, Os resultados estão apresentados na tabela abaixo: 14

Tabela 3.5: Resultado da estimação da equação (3.5) utilizando matriz robusta de Newey-West Variável Coeficiente Erro-Padrão p-valor Constante 0,009448 0,007335 0,1995 D 3t -0,011814 0,014454 0,4149 R m,t 1,081488 0,113630 0,0000 R m,t D 3t 0,503126 0,248949 0,0449 S t 0,037307 0,237272 0,8753 S t D 3t 0,126920 0,601999 0,8333 2 S t -4,046448 1,352299 0,0032 S 2 t D 3t -1,235341 2,580067 0,6327 Observações 176 p-valor (Estatística F) 0,000000 R 2 0,557449 R 2 ajustado 0,539010 Durbin-Watson 1,640988 Os coeficientes de exposição cambial apresentaram resultado não significativo individualmente. Esse resultado não era esperado visto que em um período de crise financeira, o retorno das ações deve apresentar maior suscetibilidade a variações na taxa de câmbio devido ao alto grau de incerteza que ocorre nesses períodos. Por essa razão, testamos a significância conjunta das variáveis. O p-valor indica que não se pode rejeitar a hipótese nula, ou seja, as variáveis S t e S t D 3t não são significativas conjuntamente. Esse resultado sugere que durante o período da crise financeira, a variação cambial não foi relevante para explicar as variações dos retornos de SBSP3. Testamos, em seguida, a significância conjunta das variáveis S t, S t D 3t e S 2 t D 3t e verificamos que, com p-valor igual a zero, o teste rejeita fortemente que as variáveis não sejam significativas. Esse resultado vai de encontro à hipótese da não significância individual estar atrelada a problemas de multicolinearidade no modelo. 15

Concluímos que no período da crise econômica iniciada em 2008, a exposição cambial e a volatilidade do cambio interferiram nos retornos das ações da Sabesp. A última variável dummy (D 4t ) será representativa da crise da dívida soberana dos países desenvolvidos (União Européia e Estado Unidos). O período contemplado se inicia em abril de 2010, momento em que o Governo da Grécia pede ajuda ao FMI e a Zona do Euro, evidenciando a crise para o mundo, até o último mês da amostra. A dummy receberá valor um para os meses a partir de abril de 2010, inclusive, até a última observação analisada e zero para os demais. A equação utilizada foi a seguinte: (3.6) R t = α 0 + α 1 D 4t + β 0 R m,t + β 1 R m,t D 4t + γ 0 S t + γ 1 S t D 4t + μ 0 S 2 t + μ 1 S 2 t D 4t + ε t, Os resultados são apresentados na tabela abaixo: Tabela 3.6: Resultado da estimação da equação (3.6) utilizando matriz robusta de Newey-West Variável Coeficiente Erro-Padrão p-valor constante 0,006153 0,007622 0,4206 D 4t 0,022064 0,015259 0,1500 R m,t 1,078642 0,109692 0,0000 R m,t D 4t -0,488132 0,432840 0,2610 S t 0,069643 0,241620 0,7735 S t D 4t 0,344465 0,745909 0,6448 2 S t -3,642339 1,373146 0,0088 S 2 t D 4t 19,41832 8,294573 0,0204 Observações 176 p-valor (Estatística F) 0,000000 R 2 0,562165 R 2 ajustado 0,543922 Durbin-Watson 1,658507 A exposição cambial parece não ser significativa para o modelo no período testado. Esse resultado não é esperado. Em um cenário de ameaça de recessão econômica mundial e imprevisibilidade do futuro, espera-se alta relevância da exposição cambial para o retorno das ações. Ainda, durante o período contemplado pela dummy, muitos países têm se utilizado do câmbio como ferramenta de incentivo à recuperação de suas economias, o que aumenta a 16

expectativa de que, nesse momento, a exposição cambial tenha grande importância para o modelo. Testamos a significância conjunta das variáveis de exposição cambial. A hipótese nula (H0: γ 0 = γ 1 = 0) de as variáveis serem iguais a zero não pôde ser rejeitada, indicando que as mesmas não são representativas para o modelo. Mais uma vez é possível que o problema esteja na multicolinearidade presente no modelo. Como os coeficientes de S 2 t e S 2 td 4t têm sinais contrários, consideramos importante verificar se seus coeficientes se anulam (H0: S 2 t + S 2 td 4t = 0). O resultado apresentou p valor de 0,0555, indicando que os coeficientes não se anulam, ao nível de 10% de significância. No próximo modelo foram consideradas todas as variáveis e dummies experimentadas no trabalho. A equação utilizada está representada abaixo: (3.7) R t = α 0 + i α i D it + β 0 R m,t + i β i R m,t D it + γ 0 S t + i γ i S t D it + μ 0 S 2 t + i μ i S 2 t D it + ε t, Os resultados são apresentados na tabela abaixo: 17

Tabela 3.7: Resultado da estimação da equação (3.7) utilizando matriz robusta de Newey-West Variável Coeficiente Erro-Padrão p-valor constante -0,313845 0,384651 0,4158 D 1t 0,316171 0,384684 0,4124 D 2t -0,002422 0,034808 0,9446 D 3t -0,004692 0,014640 0,7490 D 4t 0,025891 0,015350 0,0937 R m,t 1,574931 0,137680 0,0000 R m,t D 1t -0,740921 0,184398 0,0001 R m,t D 2t -0,185967 0,221766 0,4030 R m,t D 3t -0,255648 0,258371 0,3240 R m,t D 4t -0,243499 0,450286 0,5894 S t 79,61793 111,7845 0,4774 S t D 1t -79,92455 111,7955 0,4757 S t D 2t -0,089963 0,525098 0,8642 S t D 3t 0,470848 0,610884 0,4420 S t D 4t 0,720729 0,759414 0,3441 2 S t -4.050,869 7.330,627 0,5813 S 2 t D 1t 4.048,582 7.330,731 0,5816 S 2 t D 2t 2,197260 4,287292 0,6090 S 2 t D 3t -2,994842 2,568527 0,2454 S 2 t D 4t 18,06293 8,571856 0,0367 Observações 176 p-valor (Estatística F) 0,000000 R 2 0,612162 R 2 ajustado 0,564925 Durbin-Watson 1,735005 As únicas variáveis que apresentaram significância individual foram R m,t, R m,t D 1t e S 2 t D 4t. Há algumas variáveis com sinais contrários e realizamos o teste Wald a fim de verificar se esses coeficientes se anulam e se são conjuntamente significativos. Verificaremos, se as variáveis são conjuntamente não significativas. A hipótese nula é γ 0 = γ 1 = γ 2 = γ 3 = γ 4 = 0. Não rejeitamos a hipótese de que os valores não sejam significantes conjuntamente. Indicando que a variável exposição cambial não é relevante no modelo. Mais testes de significância conjunta foram necessários. 18

Realizamos os mesmos testes para a variável volatilidade cambial. Testamos a significância conjunta, ou seja, se μ 0 = μ 1 = μ 2 = μ 3 = 0. O p valor encontrado indica que a hipótese nula deve ser rejeitada, ou seja, as variáveis são significativas. Testamos em seguida μ 0 + μ 1 + μ 2 + μ 3 + μ 4 = 0. Com p-valor igual a 0,1346 verificamos que a hipótese nula não pode ser rejeitada. Ou seja, os coeficientes se anulam. Ainda, como as variáveis exposição cambial e volatilidade cambial possuem multicolinearidade, pode haver algum problema no valor do coeficiente já que a multicolinearidade dificulta a estimação da significância dos coeficiente. Assim, verificamos se, conjuntamente, não apresentam significância (H 0 : γ 0 = γ 1 = γ 2 = γ 3 = γ 4 = μ 0 = μ 1 = μ 2 = μ 3 = 0). O teste (rejeita fortemente a hipótese nula, com p-valor igual a zero, indicando que exposição cambial e volatilidade cambial são boas variáveis explicativas para o retorno das ações da Sabesp. Um teste adicional foi feito a fim de verificar a significância conjunta de todas as variáveis que apresentaram não significância individual. Testamos se todos os coeficientes são iguais a zero (H0: β 2 = β 3 = β 4 = γ 0 = γ 1 = γ 2 = γ 3 = γ 4 = μ 0 = μ 1 = μ 2 = μ 3 = 0). Encontramos p- valor igual a zero, o que rejeita fortemente que as variáveis não sejam significativas conjuntamente. Podemos afirmar que as variáveis analisadas são boas variáveis explicativas para o retorno da ação de Sabesp e não devem ser retiradas do modelo. A exposição cambial e a volatilidade cambial afetaram o retorno real das ações de Sabesp nos diversos momentos considerados no modelo. O R 2 ajustado do modelo, indica que o modelo explica aproximadamente 56,5% das variações do retorno da ação. Em seguida, ajustamos as variáveis utilizadas a fim de encontrar a melhor forma funcional para o mesmo. Iniciamos o processo de se obter um modelo mais parcimonioso, retirando as 19

variáveis de menor significância. Permanecerão no modelo as variáveis com p-valor menor do que 0,5. Não é interessante utilizar um corte menor, visto que não é bom para nossa análise que a constante (que apresenta p-valor de 0,4158) seja excluída, pois dessa maneira, eliminaríamos o coeficiente referente ao componente sem risco do retorno fixo do ativo, em momentos de condições normais de mercado. Assim, o modelo ficou da seguinte maneira: R t = α 0 + α 1 D 1t + α 4 D 4t + β 0 R m,t + β 1 R m,t D 1t + (3.8) β 2 R m,t D 2t + β 3 R m,t D 3t + γ 0 S t + γ 1 S t D 1t + γ 3 S t D 3t + γ 4 S t D 4t + μ 3 S t 2 D 3t + μ 4 S t 2 D 4t + ε t, O resultado é apresentado na tabela abaixo: Tabela 3.8: Resultado da estimação da equação (3.8) utilizando matriz robusta de Newey-West Variável Coeficiente Erro-Padrão p-valor Constante -0,130897 0,102838 0,2049 D 1t 0,129620 0,103680 0,2130 D 4t 0,031725 0,011627 0,0071 R m,t 1,576857 0,149821 0,0000 R m,t D 1t -0,829538 0,177832 0,0000 R m,t D 2t -0,222182 0,298211 0,4573 R m,t D 3t -0,171721 0,248182 0,4900 S t 24,14550 17,80294 0,1769 S t D 1t -24,69745 17,73623 0,1657 S t D 3t 0,704972 0,617834 0,2555 S t D 4t 1,194275 0,417452 0,0048 S 2 t D 3t -5,276977 2,280172 0,0219 S 2 t D 4t 19,91919 9,339104 0,0344 Observações 176 p-valor (Estatística F) 0,000000 R 2 0,604407 R 2 ajustado 0,575283 Durbin-Watson 1,724292 Verificamos, ainda, que há cinco variáveis apresentando p-valor maior do que 5%, indicando que não são significantes individualmente. Assim, retiramos mais algumas variáveis do modelo a fim de buscar uma melhor especificação para o mesmo. Utilizamos um critério mais 20

restritivo e foram retiradas as variáveis que apresentaram p-valor maior do que 0,25. Após mais alguns ajustes baseados na significância das variáveis, encontramos a seguinte equação: (3.9) R t = α 0 + α 4 D 4t + β 0 R m,t + β 1 R m,t D 1t + γ 0 S t + γ 4 S t D 4t + μ 4 S t 2 D 4t + εt, Tabela 3.9: Resultado da estimação da equação (3.9) utilizando matriz robusta de Newey-West Variável Coeficiente Erro-Padrão p-valor Constante 0,003506 0,006402 0,5846 D 4t 0,026627 0,011432 0,0210 R m,t 1,463093 0,132998 0,0000 R m,t D 1t -0,737856 0,154120 0,0000 S t -0,521867 0,145637 0,0004 S t D 4t 1,132050 0,379710 0,0033 S 2 t D 4t 19,33573 8,930191 0,0318 Observações 176 p-valor (Estatística F) 0,000000 R 2 0,589671 R 2 ajustado 0,575103 Durbin-Watson 1,716568 A tabela acima indica que as variáveis Ibovespa, Ibovespa com impacto da mudança de câmbio fixo para flutuante ocorrida em 1999, exposição cambial, exposição cambial no período de crise da dívida soberana dos países europeus e Estados Unidos, e a volatilidade cambial neste mesmo momento, são boas variáveis explicativas para o retorno das ações da Sabesp. Verificamos que o retorno de mercado, representado por β 0 é significativo ao nível de 5% e apresenta relação positiva com o retorno de SBSP3. A cada variação de 1% no retorno de mercado para cima ou para baixo, a ação varia 1,46% na mesma direção. Esse valor indica que a ação era mais arriscada do que a carteira de mercado até a mudança do regime cambial em janeiro de 1999. Com a mudança, o coeficiente do retorno de mercado passa a ser β 0 + β 1, também significativo ao nível de 5%. Seu valor passa a ser 0,725, ou seja, a cada variação de 1% no retorno do Ibovespa, a ação de Sabesp varia 0,752% na mesma direção. Verificamos que após a mudança do regime cambial, o ativo passa a ser menos arriscado do que a carteira de mercado. 21

A exposição cambial é significativa ao nível de 5% e é representada por γ 0. O valor de seu coeficiente indica que a ação sofreria uma variação negativa de 0,522% dada uma depreciação da moeda local de 1%. A ação é negativamente afetada taxa de câmbio, em condições normais de mercado. Durante a crise da dívida soberana o coeficiente da exposição cambial, significativo ao nível de 5%, passa a ser representada por γ 0 + γ 1 mudando de sinal. O retorno de Sabesp passa a ser positivamente correlacionado com a exposição cambial em 0,61%. A ação sofreria uma valorização de 0,61%, dada uma depreciação de 1% na moeda do país. Durante esse período a ação apresenta maior nível de exposição. A volatilidade cambial durante a crise da dívida em 2011 é mensurada por S 2 t D 4t. Seu coeficiente é significativo ao nível de 5% e afeta o retorno da ação positivamente em 19,34%. Ou seja, com uma variação de 1% na volatilidade cambial, a ação SBSP3, varia na mesma direção em 19,34%. O R 2 ajustado do modelo indica que o mesmo explica o comportamento da variável dependente em, aproximadamente, 58%. Como exercício de robustez, verificamos o impacto do retorno da ação no período anterior (R m,t-1 ), no retorno atual (R m,t ). Dessa maneira inserimos a variável defasada R t-1 no modelo, que ficou da seguinte maneira: (3.10) R t = α 0 + α 4 D 4t + β 0 R m,t + β 1 R m,t D 1t + γ 0 S t + γ 4 S t D 4t + μ 4 S 2 t D 4t + δr t-1 + ε t, A regressão apresentou o resultado da tabela abaixo: 22

Tabela 3.10: Resultado da estimação da equação (3.10) Variável Coeficiente Erro-Padrão p-valor Constante -0,000441 0,005025 0,9302 D 4t 0,028879 0,010861 0,0086 R m,t 1,403237 0,105731 0,0000 R m,t D 1t -0,666269 0,130125 0,0000 S t -0,429926 0,136936 0,0020 S t D 4t 0,946356 0,416725 0,0244 S 2 t D 4t 15,17590 9,158194 0,0994 R t-1 0,110427 0,040740 0,0074 Observações 175 p-valor (Estatística F) 0,000000 R 2 0,640661 R 2 ajustado 0,625599 Verificamos que o retorno da ação em t-1 é uma boa variável explicativa para seu retorno em t, apresentando um alto nível de significância. Assim, podemos dizer que esta variável é importante para o modelo e não deve ser omitida. Ainda, o único coeficiente que apresentou variação significativa com a adição de R t-1 ao modelo foi a constante, que já não apresentava valor significativo. Na tabela acima verificamos que depois da mudança do regime cambial em 1999, o coeficiente do retorno de mercado, significativo ao nível de 5%, que era de 1,4032 (β 0 ), passa a ser de 0,737 (β 0 + β 1 ). Ou seja, depois da mudança do regime, o retorno da SBSP3 passou a ter uma menor sensibilidade ao retorno de mercado apresentando uma valorização de 0,74% dada uma apreciação de 1% no retorno do Ibovespa. O coeficiente da exposição cambial é significativa ao nível de 5% e, representada por γ 0, indica que a ação sofreria uma variação negativa de 0,43% dada uma depreciação cambial de 1%, sendo negativamente afetada por uma desvalorização na moeda nacional, em condições normais de mercado. Durante a crise da dívida soberana o coeficiente da exposição cambial é significativo ao nível de 5%. Esse passa a ser representado por γ 0 + γ 1 e muda de sinal. A variação com relação 23

à taxa de câmbio passa a ser positiva e seria negativa com relação à moeda nacional em 0,5165. A ação sofreria uma desvalorização de 0,51%, dada uma apreciação cambial de 1%, mostrando um maior nível de exposição. O coeficiente da volatilidade cambial durante a crise da dívida em 2011, representada por μ 4, é significativa ao nível de 10% e afeta o retorno da ação positivamente em 15,18%. Ou seja, a cada 1% de aumento na volatilidade cambial, a variação do retorno de SBSP3 aumenta 15,18%. O retorno da ação defasado, significativo ao nível de 5% é representado pelo coeficiente δ. Esse mostra que o retorno em t-1, explica o retorno em t em 0,11%, indicando que não há uma alta persistência do retorno da mesma. Encontrada a equação desejada, devemos realizar um exercício de robustez, substituindo a representação do retorno de mercado, Ibovespa, pelo índice FGV-100. Esse exercício foi realizado para verificar as variações que ocorrem no modelo ao alterarmos o índice representativo do retorno de mercado. A ação SBSP3 compõe o Ibovespa podendo fazer com que o modelo apresente problemas de endogeneidade. A utilização do índice FGV-100, deve-se à sua composição. O índice é formado pelas cem maiores empresas privadas não financeiras do Brasil. Dessa maneira, as ações da Sabesp, por ser uma estatal, não entram no índice. Primeiro fizemos a substituição na equação 3.9, e o resultado encontrado é apresentado na tabela abaixo: (3.9) R t = α 0 + α 4 D 4t + β 0 R m,t + β 1 R m,t D 1t + γ 0 S t + γ 4 S t D 4t + μ 4 S 2 t D 4t + ε t, 24

Tabela 3.11: Resultado da estimação da equação (3.9) utilizando matriz robusta de Newey-West Variável Coeficiente Erro-Padrão p-valor Constante 0,001778 0,008332 0,8313 D 4t 0,023478 0,012691 0,0661 R m,t 1,730900 0,354391 0,0000 R m,t D 1t -0,982276 0,387456 0,0121 S t -0,618296 0,175686 0,0006 S t D 4t 1,120079 0,396496 0,0053 S 2 t D 4t 14,32729 9,372225 0,1282 Observações 176 p-valor (Estatística F) 0,000000 R 2 0,498596 R 2 ajustado 0,480795 Durbin-Watson 1,561843 As variáveis retorno de mercado e retorno de mercado após mudança de regime cambial, são significativos ao nível de 5%. A variável retorno de mercado indica que, para uma variação positiva de 1% no FGV-100, a ação valorizaria em 1,73%, antes da mudança de regime cambial. Após a mudança, o coeficiente do retorno de mercado passa a ser 0,7486, indicando que após a mudança, a ação se tornou menos sensível ao retorno do mercado. A variável de exposição cambial é significativa ao nível de 5% e indica que a ação da Sabesp sofreria uma variação negativa de 0,62% de seu retorno dada uma depreciação da moeda local de 1%, sendo negativamente afetada por uma desvalorização da moeda local. Com relação e a variável de exposição cambial durante a crise da dívida soberana, também significativa ao nível de 5%, a variação passa a ser positiva em 0,50%, dada a mesma variação cambial. Dessa maneira, podemos perceber que no período de crise a exposição diminui e passa a ser positiva, ou seja, uma apreciação na moeda local gera uma depreciação no ativo. Na tabela 3.12, apresentamos uma comparação entre os coeficientes obtidos quando utilizamos Ibovespa e quando utilizamos FGV-100, como índice de mercado. 25

Tabela 3.12: Comparação dos resultados da tabela 3.9 e da tabela 3.11 Variável Coef. Tab 9 p-valor Coef. Tab 11 p-valor Constante 0,003506 0,5846 0,001778 0,8313 D 4t 0,026627 0,0210 0,023478 0,0661 R m,t 1,463093 0,0000 1,730900 0,0000 R m,t D 1t -0,737856 0,0000-0,982276 0,0121 S t -0,521867 0,0004-0,618296 0,0006 S t D 4t 1,132050 0,0033 1,120079 0,0053 S 2 t D 4t 19,33573 0,0318 14,32729 0,1282 Ao compararmos os resultados de acordo com o índice de mercado utilizado, verificamos que não houve nenhuma grande mudança nos coeficientes nem na significância das variáveis independentes, com exceção da variável volatilidade cambial, que deixa de ser significativa quando estimamos a regressão utilizando o índice FGV-100. Nas duas estimações, a ação se torna menos sensível ao retorno de mercado após a mudança do regime cambial. Ainda, em ambas as regressões, o coeficiente negativo da exposição cambial, passa a ser positivo durante a crise das dívidas soberanas em 2011. Porém, pela estimação com o índice Ibovespa, durante o período de crise, o retorno de SBSP3 se torna mais exposto ao câmbio (de -0,5219 para 0,6102), enquanto na regressão com o índice FGV-100, o retorno se torna menos exposto para o mesmo período (de -0,6183 para 0,5018). Em seguida fizemos a mesma substituição na equação 10, e o resultado encontrado é apresentado na tabela abaixo: (3.10) R t = α 0 + α 4 D 4t + β 0 R m,t + β 1 R m,t D 1t + γ 0 S t + γ 4 S t D 4t + μ 4 S 2 t D 4t + δr t-1 + ε t, 26

Tabela 3.13: Resultado da estimação da equação (3.10) Variável Coeficiente Erro-Padrão p-valor Constante -0,001521 0,007314 0,8355 D 4t 0,026330 0,012068 0,0305 R m,t 1,667715 0,343396 0,0000 R m,t D 1t -0,908949 0,374645 0,0163 S t -0,592623 0,188363 0,0020 S t D 4t 1,076311 0,428412 0,0129 S 2 t D 4t 13,27183 9,701126 0,1731 R t-1 0,030812 0,052997 0,5618 Observações 175 p-valor (Estatística F) 0,00000 R 2 0,536428 R 2 ajustado 0,516997 As variáveis retorno de mercado e retorno de mercado após mudança de regime cambial, são significativos ao nível de 5%. A variável retorno de mercado indica que, para uma variação positiva de 1% no FGV-100, a ação valorizaria em 1,67%, antes da mudança de regime cambial, indicando ser mais volátil do que a carteira de mercado. Após a mudança, o coeficiente do retorno de mercado passa a ser 0,7588. Após a mudança, a ação se tornou menos sensível ao retorno do mercado. A variável de exposição cambial é significativa ao nível de 5% e indica que a ação da Sabesp sofreria uma variação negativa de 0,59% em seu retorno dada uma depreciação cambial de 1%, sendo positivamente afetada por uma valorização da moeda local. A variável de exposição cambial durante a crise das dívidas soberanas também é significativa ao nível de 5%. O coeficiente deixa de ser negativo e passa a ser positiva em 0,4837. Uma variação de 1% no câmbio geraria uma variação de 0,48% no retorno de SBSP3 no mesmo sentido, ou seja, uma apreciação na moeda local gera uma queda no retorno da ação. Podemos perceber, ainda, que no período de crise a exposição em relação ao câmbio diminui e muda de direção. As variáveis 27

volatilidade no período da crise das dívidas soberanas e o retorno defasado da ação, não são significativas. Tabela 3.13: Comparação dos resultados da tabela 3.10 e da tabela 3.13 Variável Coef. Tab 10 p-valor Coef. Tab 13 p-valor Constante -0,000441 0,9302-0,001521 0,8355 D 4t 0,028879 0,0086 0,026330 0,0305 R m,t 1,403237 0,0000 1,667715 0,0000 R m,t D 1t -0,666269 0,0000-0,908949 0,0163 S t -0,429926 0,0020-0,592623 0,0020 S t D 4t 0,946356 0,0244 1,076311 0,0129 S 2 t D 4t 15,17590 0,0994 13,27183 0,1731 R t-1 0,110427 0,0074 0,030812 0,5618 Comparando os resultados, novamente, de acordo com o índice de mercado utilizado, verifica-se que a única variável que sofreu uma grande variação percentual em seu coeficiente foi o retorno defasado da ação, que passou de 0,1104 para 0,0308. Houve perda de significância das variáveis retorno defasado e volatilidade cambial durante a crise das dívidas soberanas, que deixaram de ser significativas ao nível de 10%. Nas duas estimações, a ação se torna menos sensível ao retorno de mercado após a mudança do regime cambial. Ainda, em ambas as regressões, o coeficiente negativo da exposição cambial, passa a ser positivo durante a crise das dívidas soberanas em 2011. Porém, pela estimação com o índice Ibovespa, durante o período de crise, o retorno de SBSP3 se torna mais exposto ao câmbio (de -0,4299 para 0,5164), enquanto na regressão com o índice FGV-100, esse apresenta menor exposição durante o período da crise (de -0,5926 para 0,4837). 28

4. COMPARAÇÃO COM RESULTADOS DE TRABALHOS ANTERIORES As variações cambiais e seus efeitos têm impacto direto na maneira como as empresas devem gerenciar seus ativos. Por ser uma variável relevante para empresas dos pontos de vista macro e microeconômicos, alguns estudos empíricos já foram realizados acerca do assunto. Os trabalhos apresentaram diferentes conclusões e alguns dos resultados encontrados nos estudos indicam existência de exposição cambial para a empresa ou parte do grupo de empresas analisados. Este capítulo tem como objetivo realizar as possíveis comparações entre o resultado do presente trabalho e aqueles encontrados em estudos anteriores. O estudo de Muller e Verschoor (2008), analisa a existência de relação entre o retorno das ações de empresas norte-americanas (individualmente) e flutuações nas taxas de câmbio de moedas de países da América Latina. Foi utilizada uma amostra de 1.075 multinacionais no período de janeiro de 1970 a dezembro de 2001. O resultado encontrado indica que cerca de 4% das firmas apresentam efeitos significantes de exposição cambial positiva e 12% de exposição negativa. A tabela abaixo apresenta a distribuição dos coeficientes de exposição cambial para taxa de câmbio relativa às moedas de países Latino-Americanos, nos subperíodos analisados, ao nível de 5% de significância. 29

Tabela 4.1: Coeficientes de exposição à taxa de câmbio Latino-Americana Período N o de empresas Sumário das Estatísticas Média Mediana Variância Mínimo Máximo N o de empresas Exposiçã o Negativa Exposiçã o Positiva 02/01/1970-28/12/2001 1075-0,0804-0,0702 0,0865-0,0302 2,2307 131 39 02/01/1970-28/12/1979 909-0,1302-0,1277 0,0546-1,8899 0,4574 109 22 04/01/1980-29/12/1989 920-0,0957-0,0933 0,0865-2,9053 0,9549 117 27 05/01/1990-28/12/2001 796-0,0788-0,0883 0,0688-1,2801 1,0921 60 25 Fonte: Muller e Verschoor (2008) O estudo revela que, o período analisado, gera variações na exposição encontrada para as firmas, porém, o comportamento dessa exposição não depende da amostra utilizada. Cerca de 62% das firmas com sensibilidade a variações no câmbio sofrem com uma apreciação no valor das moedas Latino-Americanas para todos os períodos analisados. Os resultados mostram que o risco cambial deve ser levado em conta no momento de tomada de decisões para algumas firmas. O trabalho atual analisou uma empresa apenas, enquanto o trabalho de Muller e Verschoor (2008) analisa um grupo de empresas. Os períodos analisados também são bastante diferentes bem como as moedas utilizadas para análise do câmbio. Porém, o que os dois trabalhos apresentam em comum, é a indicação de existência de exposição cambial para algumas empresas. No estudo de Dominguez e Tesar (2006) é examinada a relação entre os movimentos da taxa de câmbio e valor da firma. Foram estimadas as exposições cambiais de empresas listadas em bolsas de oito países. O trabalho concluiu que as variações de câmbio são importantes para um número considerável de empresas, porém quais firmas são afetadas e a direção da influência do câmbio variam no tempo, sugerindo que as empresas ajustam dinamicamente seus comportamentos para responder ao risco de exposição cambial. Ainda, a exposição é relacionada com o tamanho da empresa, quantidade de operações e ativos internacionais e competitividade no setor em que atua. 30

O estudo avalia os resultados utilizando taxas de câmbio em unidades de referência da moeda do país por moeda estrangeira, que é representada pelo dólar, pela moeda do país que tenha mais atividades de comércio e por uma taxa média de câmbio ponderada (TW). A taxa de câmbio ponderada pode apresentar problemas. Como levantado por Williamson (2001), o uso da taxa de câmbio ponderada pode levar a resultados econométricos insatisfatórios. Por exemplo, se determinada firma for mais exposta a um pequeno número de moedas que componham a cesta utilizada no estudo, a análise poderá levar a uma subestimação da exposição da firma. Porém, esse problema é de difícil correção e a análise realizada utiliza a variável em questão. A tabela abaixo apresenta a magnitude e direção das exposições encontradas. Os coeficientes possuem significância ao nível de 5%: Tabela 4.2: Direção e Magnitude da Exposição Chile França Alemanha Itália Japão Holanda Tailândia Reino Unido Direção da Exposição TW - % positivo 50 61 54 53 62 63 21 70 US$ - % positivo 43 53 43 54 47 42 25 45 Magnitude média da exposição Exposição positiva TW 0,421 2,027 0,637 0,728 0,334 1,452 0,812 0,385 US$ 0,568 0,364 0,168 0,426 0,421 0,650 0,739 0,457 Maior parceiro comercial 0,253 9,061 0,717 0,563 0,187 3,327 0,602 0,435 Exposição negativa TW -0,117-1,123-0,502-0,548-0,417-1,801-1,009-0,465 US$ -0,777-0,555-0,180-0,268-0,361-0,270-1,024-0,356 Maior parceiro comercial -0,467-1,509-0,244-1,103-0,248-21,364-0,668-0,399 Fonte: Domingues e Tesar (2006) A tabela mostra que a magnitude da exposição varia de acordo com a moeda que está sendo utilizada na medida de variação cambial. Pode-se notar ainda que essa magnitude varia dependendo da direção em que se dá a exposição cambial. Para determinados países as empresas que apresentam exposição negativa, possuem maior exposição (Holanda e Tailândia), para outros, a exposição é maior quando o efeito é positivo. O trabalho de Dominguez e Tesar (2006) também apresenta um estudo empírico de exposição cambial para um conjunto de empresas considerando diversos países, tornando difícil 31