A CPMF e o Mercado Acionário Brasileiro: Efeitos sobre Governança Corporativa e Estilos de Investimento * Renata Del Tedesco Narita rnarita@econ.puc-rio.br PUC-Rio Walter Novaes novaes@econ.puc-rio.br PUC-Rio Departamento de Economia PUC-Rio Rua Marquês de São Vicente, 225 Gávea 22453-900 Rio de Janeiro, RJ Tel.: (21) 31141078 Fax: (21) 31141084 Versão: Julho de 2003 Área de Concentração: Finanças Resumo Em 1993, o governo federal adotou um tributo IPMF (1993,1994) e CPMF (1997-2002) sobre transações financeiras no Brasil. Usando uma amostra de 545 ações da Bovespa, este trabalho mostra que o tributo, sob a alíquota máxima (0,38 por cento), implicou uma perda de 19 por cento do volume negociado. Esta redução não foi uniforme entre as ações. Mais precisamente, ações que se enquadram no estilo de investimento crescimento e ações de firmas com pior governança foram as mais afetadas pela CPMF. Estes resultados mostram que o tributo alterou a composição das transações no mercado acionário brasileiro e que, surpreendentemente, fortaleceu os incentivos para melhorar a estrutura de governança, apesar do aumento dos custos de transação. Abstract From 1993 to 2002, the Brazilian federal government levied a tax, CPMF, on all financial transactions in Brazil. Using a sample of 545 stocks, this paper shows that, at its highest rate (0.38 percent), the CPMF reduced the volume of trade in the Brazilian stock exchange, BOVESPA, by 19 percent. In addition, this paper shows that the drop in the volume of trade was not uniform across the stocks. For instance, the CPMF affected more strongly growth stocks and stocks of firms that offer weak protection to minority shareholders. These findings suggest that the CPMF provided incentives for public firms to improve their governance structure, despite increasing transaction costs. * Os autores agradecem a Marcelo Fernandes, Rogério Werneck e Sílvia Valadares pelos comentários e sugestões e à CAPES pelo suporte financeiro a esta pesquisa.
A CPMF e o Mercado Acionário Brasileiro: Efeitos sobre Governança Corporativa e Estilos de Investimento * Resumo Em 1993, o governo federal adotou um tributo IPMF (1993,1994) e CPMF (1997-2002) sobre transações financeiras no Brasil. Usando uma amostra de 545 ações da Bovespa, este trabalho mostra que o tributo, sob a alíquota máxima (0,38 por cento), implicou uma perda de 19 por cento do volume negociado. Esta redução não foi uniforme entre as ações. Mais precisamente, ações que se enquadram no estilo de investimento crescimento e ações de firmas com pior governança foram as mais afetadas pela CPMF. Estes resultados mostram que o tributo alterou a composição das transações no mercado acionário brasileiro e que, surpreendentemente, fortaleceu os incentivos para melhorar a estrutura de governança, apesar do aumento dos custos de transação. Abstract From 1993 to 2002, the Brazilian federal government levied a tax, CPMF, on all financial transactions in Brazil. Using a sample of 545 stocks, this paper shows that, at its highest rate (0.38 percent), the CPMF reduced the volume of trade in the Brazilian stock exchange, BOVESPA, by 19 percent. In addition, this paper shows that the drop in the volume of trade was not uniform across the stocks. For instance, the CPMF affected more strongly growth stocks and stocks of firms that offer weak protection to minority shareholders. These findings suggest that the CPMF provided incentives for public firms to improve their governance structure, despite increasing transaction costs. * Os autores agradecem a Marcelo Fernandes, Rogério Werneck e Sílvia Valadares pelos comentários e sugestões e à CAPES pelo suporte financeiro a esta pesquisa. 2
1. Introdução Em agosto de 1993, o governo federal implantou um imposto de 0,25 por cento sobre as transações financeiras no Brasil. Tal tributo hoje chamado de Contribuição Provisória sobre Movimentação Financeira (CPMF) gerou um acirrado debate na mídia sobre seus custos e benefícios. Por um lado, os defensores da CPMF apontam a importância da mesma para as finanças públicas. Em 2001, este tributo representou quase nove por cento de toda a arrecadação federal. Por outro lado, os críticos enfatizam as distorções inerentes a um tributo sobre transações. Entre as distorções, atribui-se à CPMF o esvaziamento recente do mercado de ações brasileiro. Por exemplo, de 1998 a 2002, o número de empresas que abriram capital foi menos da metade do número em 1994, e o volume de transações, que havia duplicado de 1994 a 1997, reduziu-se desde então, chegando em 2001 a metade do volume de 1997. Frente a esses números, em julho de 2002, a contribuição deixou de incidir sobre as transações em bolsa, sendo mantida, entretanto, para as demais transações financeiras. Neste trabalho, mostraremos que o impacto da CPMF na bolsa não ficou restrito ao decréscimo do volume de ações negociadas. A CPMF também provocou mudanças na importância relativa de diferentes estilos de investimento e das diferentes estruturas de governança. Mais precisamente, há evidência que a taxação sobre as transações reduziu o volume negociado de ações cujos preços são relativamente altos vis-à-vis os lucros de suas firmas ou seja, ações com estilo de investimento do tipo crescimento e de ações de firmas com pior estrutura de governança. Paradoxalmente, este último resultado sugere que o aumento dos custos de transação no mercado acionário gerou incentivos para que as empresas ofereçam uma maior proteção aos acionistas minoritários. Para isolar os efeitos da CPMF sobre o mercado de ações, este estudo leva em conta o efeito de variáveis macroeconômicas, por exemplo, a variação do PIB e as crises internacionais, que poderiam implicar mudanças no mercado acionário independentemente da introdução da CPMF. Buscando avaliar os efeitos da CPMF na composição do volume negociado de ações, precisamos de hipóteses sobre por que um aumento nos custos de transação pode ter efeitos distintos em firmas com diferentes estruturas de governança e em ações que se adequam a diferentes estilos de investimento. Nossa primeira tarefa, portanto, é formular tais hipóteses. Para justificar as razões pelas quais a CPMF levaria a uma mudança nas preferências dos investidores entre diferentes estruturas de governança, seguimos La Porta, Lopez-de-Silanes, Shleifer e Vishny (2000). Estes autores mostram que firmas operando em países com maior proteção legal aos minoritários pagam mais dividendos. Tal resultado sugere que a política de dividendos da firma reflete estruturas de governança que conferem maior proteção aos minoritários. Levando em conta esta associação, o impacto da CPMF em firmas com distintas estruturas de governança induz dois efeitos conflitantes. Por um lado, investidores respondem a um aumento do custo de transação dando prioridade a ações que paguem dividendos, porque tais pagamentos reduzem a probabilidade de ter que incorrer em uma venda futura em resposta a uma necessidade de fluxo de caixa dos investidores. Desta forma, ações que pagam mais dividendos, isto é, que refletem uma melhor governança, tornam-se mais demandadas, sugerindo uma relação positiva entre volume negociado dessas ações e a introdução da CPMF. Por outro lado, pelo fato de a distribuição de dividendos aumentar a procura por estas ações, pode haver uma concentração das mesmas nas mãos de investidores institucionais (por exemplo, Previ, Petros, Sistel etc.). 1 Esta concentração pode deixar poucas ações para negociação diária no mercado, implicando um baixo volume negociado de ações. Temos, portanto, dois efeitos conflitantes da CPMF sobre o volume transacionado em ações de firmas com boa governança, sendo que ambos estão relacionados à demanda por dividendos. Para avaliar qual destes efeitos prepondera, dividiremos a amostra de empresas entre aquelas que pagam relativamente mais dividendos e aquelas que pagam menos dividendos, e testaremos se empresas que distribuem mais dividendos sentiram menos o impacto da CPMF sobre o volume de ações negociadas. Mas será que uma boa governança atenua o impacto da CPMF apenas por causa dos dividendos? Para respondermos esta pergunta, usaremos uma proxy alternativa de governança. Esta proxy usa a listagem de ações brasileiras na Bolsa de Nova Iorque, por meio dos American Depositary Receipts (ADR). Reese e Weisbach (2002) mostram que, em países que oferecem pouca proteção aos minoritários, firmas que emitem ADRs passam a ter uma maior demanda por ações nos seus países de origem. Reese e Weisbach interpretam tal resultado como evidência de que a emissão de ADRs aumenta a proteção aos minoritários. Esta interpretação, em parte, se deve ao órgão regulador do mercado de ações americano, isto é, o Security and Exchange Comission (SEC). O SEC 1 Esse argumento é semelhante ao apresentado por Maug (1998), que mostra que ao adquirirem grandes blocos, investidores institucionais podem reduzir a liquidez das ações. 3
força que empresas com papéis listados na bolsa americana divulguem informações que, geralmente, não estão disponíveis em países como o Brasil. 2 Diante de tais evidências, esperamos um efeito positivo da emissão de ADRs sobre o volume de negócios com ações. No entanto, é bastante comum o argumento de que firmas brasileiras deixaram de transacionar suas ações no Brasil, passando a negociar ADRs no mercado americano, movimento este que teria se agravado na presença de custos cada vez maiores causados pela CPMF. Assim sendo, se admitirmos que o efeito positivo, resultante de uma melhor governança das firmas que emitem ADRs supera o negativo, por conta da migração ou saída do mercado brasileiro, devemos ter um volume de transações maior em ações de firmas que listam ADRs. Supondo ainda que a importância da emissão de ADRs como mecanismo que melhora governança, independentemente da política de dividendos da firma, seja ainda maior quanto maior for a alíquota da CPMF, então devemos ter que o volume negociado em ações de firmas com emissão de ADRs não decresce à medida que aumenta o tributo. Estas são, portanto, nossas hipóteses relacionadas à estrutura de governança das firmas brasileiras. Todas têm em comum o pressuposto de que empresas que protegem melhor seus acionistas minoritários conseguem aliviar o impacto negativo da CPMF sobre a movimentação de ações. A segunda pergunta a ser estudada se refere aos estilos de investimento. Seguindo Fama e French (1992), iremos nos concentrar em dois estilos de investimento. O primeiro, chamado de valor, consiste na concentração de posição em ações cujos preços são baixos quando comparados aos lucros auferidos pela firma. Fama e French associaram tais ações a um maior risco, daí o fato de terem preços relativamente baixos. Ao contrário, os investimentos do tipo crescimento, nosso segundo estilo de investimento, são representados por ações cujos preços são altos relativamente ao lucro da firma. Por isso, estas ações estariam associadas a um menor risco. Ações mais arriscadas estilo valor embutem elevados custos de transação em estratégias de investimento usualmente empregadas. Por exemplo, considere estratégias que limitam perdas. Estas estratégias forçam a venda de ações cujos preços caem abaixo de um determinado patamar. Ações mais voláteis são mais prováveis de ultrapassarem o patamar mínimo, provocando venda de posição e, conseqüentemente, incorrendo no custo da CPMF. Desse modo, na presença da CPMF, ações mais arriscadas seriam menos demandadas. Segue, então, uma relação inversa entre a introdução da CPMF e o volume negociado em investimentos do tipo valor. Para testar esta hipótese, separaremos a amostra em duas partes, a primeira com ações que se enquadram em investimentos do estilo valor (mais arriscadas) e a segunda contendo ações do estilo crescimento (menos arriscadas). O teste consiste em verificar se, após a introdução da CPMF, houve aumento no diferencial de volume negociado entre estes dois estilos de investimento. A análise empírica deste trabalho se baseia em uma amostra de 545 ações negociadas na Bovespa entre o primeiro trimestre de 1990 e o segundo trimestre de 2002. Nesta amostra, a CPMF reduziu o volume transacionado em ações, mesmo depois de consideradas as características da firma, o desempenho macroeconômico e a existência de choques negativos e positivos na economia, que poderiam implicar mudanças no mercado acionário independentemente da introdução desse tributo. Levando em consideração estes fatores, a adoção da alíquota de 0,38 por cento provocou uma queda de 19 por cento no volume comparado à fase em que a alíquota foi zero. Portanto, nossos resultados corroboram crenças de que o aumento dos custos de transação devido a tributos como a CPMF levam os agentes a reduzir transações com ações em bolsa. Os testes realizados mostram que além desse efeito global no mercado, a perda de volume negociado em ações do estilo crescimento e de empresas com pior governança foi ainda mais acentuada, mostrando que a CPMF provocou alterações na composição das carteiras de investimento. O aumento da alíquota da CPMF de zero para 0,38 implica uma perda de 51 por cento em ações do estilo crescimento, enquanto as ações do estilo valor têm uma queda de 21 por cento. Isso contraria a hipótese de que o estilo valor, por envolver um maior risco, apresenta maior sensibilidade ao impacto do tributo. Note, porém, que o diferencial de queda no volume entre os estilos valor e crescimento é consistente com o argumento básico de Fama e French (1992) que diferenças nos estilos valor e crescimento determinam retornos e estratégias de investimento. Com relação às estruturas de governança, os resultados indicam que a política de dividendos tem uma importância marcante no impacto da CPMF sobre o volume de transações. Considerando a maior alíquota da CPMF (0,38 por cento), ações que pagam menos dividendos relativo ao lucro da firma tiveram uma redução do 2 Por exemplo, o dever de informar todas as operações realizadas com ativos da empresa por qualquer grupo que detenha mais de cinco por cento da empresa. 4
volume negociado de 33 por cento vis-à-vis o período com alíquota zero. Em contraste, a CPMF implicou uma redução menor, de 12 por cento, no volume transacionado em ações que pagam relativamente mais dividendos. A análise dos efeitos da CPMF também mostra que a importância de uma boa governança não se limita ao pagamento de dividendos. Levando em conta o pagamento de dividendos, ações de firmas que negociam ADRs são em média 68 por cento mais transacionadas internamente do que as ações de firmas sem emissão de ADRs. Além disso, mesmo com o aumento da CPMF, verificamos que uma melhor governança, obtida por meio da emissão de ADRs, compensa o efeito negativo da migração. Os resultados acima descritos e o fato de que a parcela do lucro da firma destinada ao pagamento de dividendos e o número de firmas com emissão de ADRs vêm aumentando desde os primeiros anos da CPMF sugerem que a implantação do tributo contribuiu para melhorar a governança das empresas, a despeito do aumento dos custos de transação. Apesar de este ser o primeiro trabalho que avalia empiricamente o impacto da CPMF sobre o mercado acionário no Brasil, existem estudos semelhantes feitos em outros países que implantaram tributos sobre transações em bolsas de valores. Avaliando este tributo na Suécia, Umlauf (1993) mostra que, em 1986, o anúncio de um aumento na alíquota de 0,5 para um por cento levou à perda de 60 por cento do volume de negócios entre as 11 ações mais transacionadas. Umlauf também aponta que, em resposta aos custos de transação, as firmas optaram por emitir ações em Londres, onde há isenção de impostos para ações suecas. Nesta mesma linha de pesquisa, Campbell e Froot (1993) analisam a adoção de impostos sobre transações de ativos financeiros na Inglaterra e obtêm resultados parecidos com os encontrados para a Suécia. Finalmente, Coelho, Ebrill e Summers (2001) avaliam a experiência latino-americana de impostos semelhantes à CPMF e, para o Brasil, atribuem o aumento das transações com ADRs à implementação deste imposto. No entanto, este último estudo não utiliza nenhum teste estatístico para mostrar se este efeito teria ocorrido independentemente de outras variáveis. Diferentemente de outros países com a mesma experiência de impostos sobre transações com ações em Bolsas de Valores, a vantagem do caso brasileiro é que a CPMF vigorou sobre as operações em bolsa durante um longo período, praticamente de 1993 a 2002, o que nos permite testar o efeito da CPMF sobre o volume transacionado de ações. O trabalho segue da seguinte forma. Na seção 2, discutimos a evolução da CPMF no Brasil e o comportamento do mercado acionário brasileiro após introdução desse tributo. Na seção 3, descrevemos os dados, a amostra utilizada e fazemos uma análise preliminar a partir de testes univariados. Na seção 4, apresentamos o modelo empírico e os resultados obtidos. Finalmente, a seção 5 conclui o trabalho. 2. CPMF e o Mercado Acionário no Brasil 2.1. CPMF no Brasil Com a finalidade inicial de arrecadar recursos para serem adicionados à saúde pública, um imposto sobre transações financeiras de 0,25 por cento foi adotado no Brasil em agosto de 1993. Após vigorar por apenas um mês, este tributo na ocasião chamado de Imposto sobre Movimentação ou Transmissão de Valores e de Créditos e Direitos de Natureza Financeira (IPMF) foi suspenso de setembro a dezembro de 1993, sendo reinstituído em janeiro de 1994 e assim permanecendo até dezembro deste mesmo ano. Após deixar de vigorar por praticamente dois anos, ou seja, durante 1995 e 1996, o IPMF voltou, em janeiro de 1997, sob a forma de contribuição e sem destinação exclusiva de recursos à área da saúde. Objetivos de arrecadação não mais focalizados única e exclusivamente nessa área pareceram aumentar o apoio dos congressistas para a manutenção deste tributo, que passou a ser chamado de Contribuição Provisória sobre Movimentação Financeira (CPMF). Apesar de ter retornado em caráter provisório, com um fim previsto para janeiro de 1999, a importância da CPMF para o ajuste fiscal brasileiro fez com que este tributo mais uma vez retornasse em junho de 1999, inclusive, com um aumento no valor da alíquota de 0,2 para 0,38 por cento. Como mostra a tabela 1, esta alíquota vigorou de junho de 1999 a junho de 2000 (12 meses), sendo então reduzida para 0,3 por cento por nove meses. Em março de 2001, retornou ao valor de 0,38, permanecendo até julho de 2002, quando as transações em bolsa passaram a ser isentas do tributo. Na próxima seção, mostraremos que o período de incidência da CPMF foi acompanhado de um grande esvaziamento do mercado de ações brasileiro, principalmente a partir de 1999, quando a alíquota máxima deste tributo esteve em vigor. 5
2.2. O Mercado de Ações no Período da CPMF Como mostra a tabela 2, a partir de 1999, o mercado de ações vem apresentando uma queda substancial do volume de negócios (em bilhões de reais de dezembro de 2002) e do número de empresas listadas em bolsa. Mais precisamente, de 1998 a 1999, o volume reduziu 15 por cento e o número de empresas, nove por cento. De 1999 a 2000, o volume negociado apresentou um pequeno aumento, enquanto o número de empresas com ações em bolsa continuou em queda. A partir daí, essas duas medidas da atividade com ações em bolsa apresentaram uma redução sistemática, com o volume negociado caindo 41 por cento e a quantidade de empresas listadas, 11 por cento, de 2000 a 2002. Nesta fase mais expressiva de queda do mercado de ações brasileiro, isto é, de 1998 a 1999, a tabela 2 mostra que o PIB cresceu muito abaixo (0,1 por cento em 1998 e 0,8 em 1999) da média de crescimento que vinha sendo observada entre 1993 e 1997. Ao mesmo tempo, o fluxo de investimentos externos em carteira (bilhões de dólares) caiu cerca de 80 por cento de 1998 para 1999, apresentando, a partir daí, valores muito aquém do fluxo médio de investimentos obtido de 1993 a 1997. A tabela 2 sugere, portanto, que o volume de negócios (em bilhões de reais) e a quantidade de firmas com ações em bolsa estão relacionados com o comportamento do PIB e com o fluxo de capitais externos. No mesmo período em que a atividade em bolsa acompanhou a redução dos indicadores econômicos brasileiros, houve importantes inovações no mercado acionário. Provavelmente, a inovação mais marcante ocorrida nesse período foi o programa Depositary Receipts (DR). Através deste programa, ações de empresas brasileiras puderam ser negociadas em bolsas estrangeiras, estando grande parte desses papéis em bolsas americanas. Desde 1993, do total acumulado de 72 emissões de DRs já realizadas em bolsas estrangeiras, 66 foram feitas nos Estados Unidos, por meio dos American Depositary Receipts (ADR). Os ADRs podem ser do tipo I, II ou III. O tipo I é o que apresenta critérios de negociação menos restritivos, ou seja, esses papéis não precisam cumprir as exigências dos princípios de contabilidade nem ter registro no órgão de fiscalização do mercado de capitais americano o SEC (Security and Exchange Comission). Empresas que negociam o tipo II devem se registrar no SEC e obedecer as regras americanas de contabilidade, além de cumprir as exigências da bolsa em que estão sendo negociados. Finalmente, o tipo III é o mais restrito, portanto, mais custoso para a empresa, porque além de satisfazer os mesmo critérios do tipo II, permite que a empresa brasileira faça ofertas públicas de ações no mercado americano. À medida que obriga cumprir as normas americanas para a listagem de ações, a colocação de ADRs, principalmente as do tipo II e III, tem sido importante na obtenção de práticas melhores de governança corporativa entre empresas brasileiras, como mostra Srour (2002). O programa de ADRs se iniciou em 1993, um ano após inaugurado o programa DR nas bolsas de valores brasileiras. Desde a sua primeira emissão, o programa de ADRs vem apresentando uma forte adesão, sendo que o maior aumento ocorreu de 1997 para 1998 (11 empresas). Em 2002, 66 das 413 empresas que negociavam ações na Bovespa já tinham emitido algum tipo de ADR. Paralelamente à introdução das ADRs, a parcela do lucro da firma destinada ao pagamento de dividendos (Payout) cresceu, apesar da queda do volume de negócios com ações brasileiras. Como mostra a tabela 2, enquanto o volume negociado em 2002 reduziu cerca de 37 por cento em relação ao observado em 1999, o Payout subiu 43 por cento nesse mesmo intervalo de tempo. Em suma, a tabela 2 mostra que o aumento da alíquota da CPMF em 1999 foi acompanhado de uma queda no volume de transações e, em contrapartida, de uma melhora dos indicadores que usualmente são associados a uma melhor governança. 3. Amostra e Descrição Estatística dos Dados Nessa seção, dividida em três partes, comentamos na subseção 3.1 os dados e a amostra escolhida para este estudo. Na subseção 3.2, comparamos o volume negociado em diferentes composições da carteira de ações. Por fim, na subseção 3.3, testamos, para cada um destes agrupamentos de ações, o impacto da CPMF sobre o volume transacionado. 3.1. Amostra e Dados 6
Neste trabalho, procuramos estudar o impacto da CPMF no volume de transações da Bovespa (milhares de reais do mês de setembro de 2002) e na composição deste volume entre diferentes estruturas de governança e diferentes estilos de investimento. Para tanto, usamos dados da Economática sobre 545 ações negociadas na Bovespa do primeiro trimestre de 1990 ao segundo trimestre de 2002. A base de dados Economática possui informações diárias sobre preço e volume negociado, informações trimestrais sobre o balanço patrimonial e setor econômico em que atuam empresas com ações negociadas na Bovespa. Como este trabalho considera variáveis do balanço patrimonial, como lucro da firma e endividamento, optamos por selecionar apenas os dados trimestrais. A escolha da data inicial em janeiro de 1990 ocorreu pelos seguintes motivos. Em primeiro lugar, o período anterior à adoção da CPMF em agosto de 1993 nos permite comparar regimes com e sem CPMF. Em segundo lugar, como o banco de dados da Economática apresenta várias omissões de informações do demonstrativo financeiro das empresas no período anterior a 1990, resolvemos considerar apenas os dados a partir de 1990. Do total de 545 ações da Bovespa reportadas pela Economática, 144 deixaram em algum momento de serem listadas, contudo, permanecem presentes na amostra. O fato de a Economática mantê-las na base de dados implica que não existe viés de sobrevivência. Por fim, segundo informações obtidas junto à Comissão de Valores Mobiliários (CVM) e ao Banco de Nova Iorque, verificamos se as ações em nossa amostra são de firmas que já emitiram ADRs e a data de adesão ao programa. 3.2. Estruturas de governança e estilos de investimento Nesta seção, buscamos analisar o volume negociado (milhares de reais de setembro de 2002) ao longo do tempo conforme características das ações, sem ainda relacionar, entretanto, a variação do volume com a alíquota da CPMF. O pagamento de dividendos pode ter dois efeitos sobre o volume negócios. Por um lado, a sua distribuição têm sido apontada como uma evidência de uma melhor garantia aos direitos dos minoritários (La Porta, Lopez-de-Silanes, Shleifer e Vishny, 2000). Sendo assim, investidores buscariam ações que pagam dividendos, levando a um maior volume de transações. Por outro lado, seguindo o argumento de Maug (1998), ações que pagam dividendos, por refletirem uma melhor governança, tornam-se mais demandadas, podendo ser adquiridas em blocos grandes por investidores institucionais. A aquisição de blocos grandes implicaria menos ações para negociação diária no mercado. Desse modo, podemos ter uma relação negativa entre volume negociado e pagamento de dividendos. Buscamos, então, comparar o volume negociado em ações com pagamento de dividendos alto e baixo relativamente ao lucro da firma. Para isso, usamos o percentual do lucro líquido que a firma propõe ao final de cada ano a ser destinado ao pagamento de dividendos, medida conhecida como payout. A partir desse indicador, comparamos o volume negociado em ações com payout alto (acima da mediana) e payout baixo (abaixo da mediana). O painel A da tabela 3 dá apoio à hipótese que dividendos aumentam o volume de transações das ações, principalmente de 1996 a 2002. Considerando este período, o volume médio anual das ações que distribuem relativamente mais dividendos é estatisticamente diferente e maior do que das ações que distribuem menos. Olhando para a diferença das medianas, a vantagem dessas ações é também observada nesse período, sendo o volume transacionado maior em ações com payout alto. Buscando encontrar evidências para a importância da emissão de ADRs em melhorar a governança, independentemente de uma distribuição de dividendos, adicionamos essa segunda medida de governança que é a listagem de ações brasileiras na Bolsa de Nova Iorque. Reese e Weisbach (2002) mostram que, em países que oferecem pouca proteção aos minoritários, firmas que emitem ADRs passam a ter uma maior demanda por ações nos seus países de origem. Reese e Weisbach interpretam tal resultado como evidência de que a emissão de ADRs aumenta a proteção aos minoritários. Por isso, deve haver uma relação positiva entre emissão de ADRs e volume negociado em ações. Em contrapartida, poderíamos ter uma relação inversa caso a listagem de ações no mercado americano tivesse implicado a saída de ações do mercado brasileiro. Contrariando este último argumento, o painel B da tabela 3 mostra que, a partir de 1994, quando o número de ações com ADRs passou a ser mais relevante, o volume das ações com emissão de ADRs, tanto médio 7
quanto mediano, foi estatisticamente maior ao nível de significância de um por cento em todos os anos, sugerindo que a emissão de ADRs reforça a governança das firmas brasileiras. 3 O painel C examina diferenças de volume entre ações que se enquadram em distintos estilos de investimento. Em particular, seguindo Fama e French (1992, 1998), centramos nossa atenção nos estilos valor e crescimento. Estes autores identificaram quatro medidas que caracterizam os diferentes estilos de investimento, entre elas, a razão entre o lucro da firma e o preço da ação (L/P), a qual usamos neste trabalho da seguinte forma: ações do estilo valor são aquelas cujo L/P médio é alto, ou seja, está no quartil superior da distribuição de L/P levando em conta a amostra total de ações. Ao contrário, ações do estilo crescimento possuem L/P médio baixo, situado no primeiro quartil dessa distribuição. 4 Note que este critério pressupõe que uma mesma ação não pode mudar de estilo ao longo do tempo, isto é, a ação é valor, crescimento ou nenhuma dessas especificações. Com isso, evitamos que uma variação grande e apenas ocasional do lucro da firma ou do preço da ação pudesse alterar a classificação dessa ação entre os diferentes estilos de investimento. É importante salientar, entretanto, que os resultados não se alteram quando permitimos que uma mesma ação mude de estilo de investimento ao longo do tempo. Conforme mostra o painel C, o volume médio de negócios em ações do estilo valor não é estatisticamente diferente do volume médio observado em ações do estilo crescimento. Entretanto, notamos que, a partir de 1993, o volume mediano de negócios em ações do estilo valor vem sendo sistematicamente maior do que o volume mediano em ações do estilo crescimento. No painel D da tabela 3 o foco é o tamanho da firma que, neste trabalho, é medido pelo logaritmo do valor de mercado das ações. Existe uma boa razão para que firmas maiores tenham um maior volume de transações. Firmas grandes tendem a ser mais monitoradas, o que dificulta a diluição dos minoritários por parte dos majoritários. Assim, deve haver uma preferência por transacionar ações de firmas maiores, implicando uma relação positiva entre volume de negócios e tamanho. 5 Uma outra razão porque o valor de capitalização deveria afetar volume de transações parte da evidência empírica de que existe uma relação entre tamanho e retorno das ações (Lo e Wang, 1998). Como esperado, o painel D mostra que, em todos os anos da amostra, tanto o volume médio como o volume mediano das firmas grandes são maiores e estatisticamente diferentes (p-valor de 0,00) em relação ao volume das firmas pequenas. 6 Por último, o grau de endividamento também pode estar diretamente associado ao volume de transações. Se a probabilidade de insolvência implica uma menor demanda por ações, deveríamos esperar uma relação inversa entre endividamento e volume de transações. Entretanto, um endividamento relativamente alto pode também sinalizar uma melhor governança. Uma justificativa para isso é que o comprometimento com amortizações futuras da dívida reduziriam empreendimentos não lucrativos ou grandiosos por parte dos administradores da firma [Grossman e Hart (1982) e Jensen (1986)]. Como resultado, haveria uma demanda maior pelas ações de firmas mais endividadas, o que nos leva a esperar um maior volume de transações com estas ações. O painel E sugere que estes dois efeitos se anulam já que não podemos ver uma relação clara entre volume transacionado e o endividamento da firma. 3.3. O Impacto da CPMF Tendo analisado o volume de transações entre diferentes estruturas de governança e diferentes estilos de investimento, faremos agora uma primeira avaliação do impacto da CPMF em cada um desses agrupamentos de ações. Para isso, partirmos de duas hipóteses. A primeira, relacionada à estrutura de governança, é que ações de firmas com uma fraca proteção aos minoritários sofreram relativamente mais o efeito da tributação. A segunda, 3 É curioso lembrar, porém, que apesar de a emissão de ADRs do tipo II e III implicar um compromisso com melhores práticas de governança do que ADRs do tipo I [ver Srour (2002)], os dados descritivos não mostram um volume significativamente maior de transações em ações de firmas que emitem as ADRs de nível II e III. 4 Fama e French (1998) mostram que as quatro medidas (valor patrimonial/valor de mercado da ação, lucro da firma/preço da ação, (lucro da firma + depreciação + amortizações)/preço da ação e dividendos pagos/preço da ação, respectivamente, B/M, L/P, E/P e D/P) prevêem semelhantemente diferenciais de retornos entre ações valor e crescimento. Numa amostra de 13 países, os autores encontraram que ações com elevado B/M, L/P, E/P ou D/P (isto é, do estilo valor) possuem retornos persistentemente superiores em 12 países. 5 Esta explicação é ambígua para firmas que têm dois tipos de ação negociadas em bolsa, ou seja, preferencial e ordinária. Neste caso, a capitalização de um dos tipos de ação pode ser baixa e ainda assim o monitoramento ser alto pelo tamanho da firma. 6 Lo e Wang (1998) encontram, entretanto, uma relação inversa entre volume negociado e tamanho para ações americanas. 8
associada aos estilos de investimento, pressupõe que a adoção da CPMF teria tido um efeito mais nocivo em ações do estilo valor, por serem mais arriscadas que ações do estilo crescimento. Em todos as figuras desta seção, consideramos o período amostral que compreende desde o primeiro trimestre de 1990 até o segundo de 2002. Como a distribuição do volume negociado é assimétrica, centraremos a análise no volume mediano de negócios para diminuir a influência dos valores extremos da amostra. Para cada especificação, testamos a igualdade entre o volume mediano antes da adoção do tributo (alíquota zero) e o volume mediano com as respectivas alíquotas de 0,20, 0,25, 0,30 e 0,38. Como a figura 1 mostra, a perda de volume negociado não foi monótona. Evidentemente, o volume negociado sob a alíquota de 0,25 por cento foi maior em todas as ações porque esta alíquota esteve vigente durante o ano de 1994, na inauguração do Plano Real, quando a economia cresceu a uma taxa anual de 5,9 por cento. Com exceção dessa alíquota de 0,25, a introdução da CPMF implicou uma perda de volume negociado nos dois estilos de investimento, relativamente à alíquota zero, sendo estas perdas estatisticamente significativas a cinco por cento. Esta figura também sugere que ações do estilo crescimento tiveram uma perda maior de volume à medida que aumentou o tributo. As figuras 2 e 3 comparam o volume de negócios por medidas de governança. Exceto a alíquota de 0,25, a figura 2 indica que a imposição da CPMF diminuiu o volume negociado em ações com baixo pagamento de dividendos, mas curiosamente aumentou, com a alíquota de 0,20, o volume negociado naquelas ações que distribuem mais dividendos (p-valores de 0,00). Já na figura 3, à medida que aumentou a alíquota do tributo, ações de empresas com listagem de ADRs tiveram um crescimento do volume mediano de transações, porém não significativo (p-valor superior a 0,10), enquanto o volume negociado caiu significativamente (p-valor de 0,00) em ações sem emissão de ADRs. Em resumo, há alguma evidência de um maior impacto da CPMF em ações do estilo crescimento e evidências mais fortes do efeito negativo desse tributo em ações de firmas com pior governança. Em contraste, não é claro se o tributo teria afetado ações que pagam dividendos altos e ações de firmas com emissão de ADRs. Na próxima seção, ao fazermos uma análise multivariada, levamos em conta os efeitos de outras características da ação como tamanho e grau de endividamento da firma e também o comportamento macroeconômico no período da CPMF. 4. Análise de Regressão Esta seção está dividida em duas partes. Na primeira, definimos a equação a partir da qual estimamos o impacto da CPMF sobre o volume negociado, levando em conta as características das ações e as variáveis macroeconômicas. Na segunda, comentamos os resultados do modelo. Os testes das hipóteses sobre os efeitos da CPMF em diferentes amostras serão, então, feitos comparando os coeficientes da CPMF, primeiro, entre amostras de ações de diferentes estilos de investimento e, depois, entre amostras de ações que pagam ou não regularmente dividendos e emitem ou não ADRs. 4.1. O Modelo Estimamos a seguinte equação empírica de determinação do volume de transações, onde i e t indicam a ação e o tempo, respectivamente: (1) log( V ) it = b + b CPMF + b D _ PAYOUT + b PAYOUT + b ADR + b VALOR + b CRESC 6 t it b DESV + b SET11 + b 11 0 1 t + b DIVIDA + b TAMANHO 12 7 2 t it 13 8 it AÇÃO i + j 3 Â it j it + b DPIB + b CRISE + 9 a SETORES t j 4 10 + e it it 5 t it 9
Na equação (1), V é o volume de transações em milhares de reais (de setembro de 2002); CPMF é a alíquota do tributo 7 ; D_PAYOUT é uma variável indicadora que assume valor um se a ação tem payout igual a zero; PAYOUT é a variável contínua dada pelo percentual do lucro líquido da firma destinado ao pagamento de dividendos 8 ; ADR é uma indicadora daquelas ações de firmas que emitem ADRs na Bolsa de Nova Iorque; VALOR é uma indicadora das ações que se enquadram no estilo de investimento valor; CRESC é uma indicadora daquelas que se enquadram no estilo crescimento; DIVIDA é uma indicadora que assume valor um se o grau de endividamento da firma definido pela razão entre o endividamento total e o patrimônio líquido estiver acima da mediana; TAMANHO é dado pelo logaritmo do valor de mercado (capitalização) das ações; D PIB é a variação percentual do PIB (série dessazonalizada); CRISE, DESV e SET11 são, respectivamente, indicadoras para a crise asiática e russa, desvalorização do Real e 11 de setembro 9 ; AÇÃO é indicadora da ação ordinária e SETORES são variáveis binárias para dezessete dentre os dezoito setores de atividade econômica, definidos segundo a Economática. 10 Na regressão, o volume de transações é expresso em reais de setembro de 2002. Há, entretanto, outras medidas para avaliar o volume de transações em ações. Lo e Wang (2000), por exemplo, também utilizam a quantidade negociada em ações e o valor monetário negociado sobre o valor monetário do estoque das ações (turnover monetário). Os resultados qualitativos das regressões não se alteram quando usamos qualquer uma dessas medidas de volume negociado. Portanto, reportaremos apenas os resultados para o volume em valores monetários, já que estes levam ao melhor ajuste (R 2 mais elevado). As razões pelas quais as regressões incluem as variáveis referentes aos estilos de investimento (valor e crescimento), à estrutura de governança (dividendos e ADRs), endividamento e tamanho já foram explicadas na seção 3. A razão da inclusão das variáveis macroeconômicas (variação do PIB e indicadoras de choques econômicos) é simples. Estas variáveis afetam retornos do mercado e, muito provavelmente, o volume de investimento em ações. Acrescentamos também uma variável indicadora do tipo da ação (ordinária ou preferencial), já que ações que pagam dividendos podem ser mais negociadas simplesmente porque estão relativamente mais concentradas no grupo mais presente na bolsa, ou seja, o das ações preferenciais (constituem cerca de 72 por cento do total de ações da Bovespa). Uma provável razão para isso é que algumas firmas pagam um prêmio de dividendos aos acionistas que detêm ações preferenciais. 11 Por fim, utilizamos indicadoras para o setor de atividade porque as diferenças entre indústrias no mercado de produto devem refletir na negociação das ações destas firmas. Estimamos diferentes especificações da equação (1) usando técnicas de painel. A técnica de painel mais usada modela características específicas da ação não observáveis através de variáveis indicadoras, ou seja, por efeitos fixos. Esta técnica, porém, elimina os determinantes que não variam com o tempo (por exemplo, o tipo de ação (ordinária ou preferencial), setor de atividade, etc.). Para evitar a eliminação de tais variáveis, optamos por estimar o painel com efeito aleatório. Este último método representa características não observáveis da firma ou do tempo sob a forma de uma variável aleatória normal. Em todas as regressões, o teste de Hausman (1978) não rejeita a hipótese nula de igualdade entre os coeficientes obtidos pelos métodos de efeito fixo e aleatório. Dada a vantagem do efeito aleatório neste estudo, que possui variáveis fixas no tempo, iremos, então, estimar regressões por este último método através de Mínimos Quadrados Generalizados (MQG), levando em conta a autorregressão 7 Nos trimestres em que houve mais de uma alíquota, usou-se o valor médio e naqueles em que o tributo não vigorou, foi atribuído zero. 8 Evitando a contaminação dos resultados pela presença de outliers, eliminamos da amostra observações com payout acima do 95º. percentil. 9 A variável binária CRISE, correspondente às crises asiática e russa, é igual a um para período que compreende desde o quarto trimestre de 1997 até o quarto de 1998, DESV, para a desvalorização do Real, é igual a um para o período que vai desde o primeiro trimestre de 1999 até o primeiro de 2000 e SET11 é igual a um para o terceiro trimestre de 2001, captando o efeito do 11 de setembro. 10 Usamos a classificação da Economática em 18 setores de atividade econômica: agropecuária, alimentos e bebidas, bancos e finanças, comércio, construção civil, eletroeletrônicos, energia elétrica, máquinas industriais, mineração, minerais não metálicos, papel e celulose, petróleo e gás, química, siderurgia e metalurgia, telecomunicações, têxtil, transportes e serviços e, por fim, veículos e peças. 11 De fato, a alteração da legislação societária brasileira em maio de 1997 provocou um aumento do número de firmas concedendo um prêmio de, no mínimo, 10 por cento nos dividendos pagos às ações preferenciais acima do que é pago (ou não) às ações ordinárias. Em 1996, antes da lei, de 551 firmas listadas na Bovespa, apenas 9 pagavam este prêmio, enquanto a partir de 1998, de uma média de 480 firmas listadas, 34 distribuíram dividendos superiores (no mínimo 10 por cento) às ações preferenciais. 10
de primeira ordem nos resíduos indicada pelo teste de Baltagi-Wu (1999). Por fim, estimamos painéis desbalanceados, o que implica que as ações que saíram da bolsa, ou melhor, que possuem valores ausentes em alguns trimestres sejam consideradas na análise. 4.2. Resultados Nesta seção, comentamos os resultados em três partes. Na primeira, analisamos os coeficientes estimados por MQG a partir da amostra total e mostramos o efeito global da CPMF sobre o volume negociado em ações brasileiras. Na segunda, separamos a mostra entre os estilos de investimento valor e crescimento e estimamos, para cada uma, o coeficiente da CPMF. Comparamos também estes resultados com aqueles obtidos a partir de uma amostra total, usando interações entre CPMF e estilos de investimento. Já na terceira, fazemos esse mesmo procedimento comparando os efeitos do tributo entre as diferentes estruturas de governança. Por último, na quarta parte, argumentamos os incentivos gerados pela adoção da CPMF no mercado acionário brasileiro. 4.2.1 Efeitos da CPMF sobre o Volume de transações em ações A regressão 1, da tabela 4, conta com uma amostra de 449 ações com observações válidas em 20 trimestres (em média). O R 2 geral é de 0,56, sendo que a maior parte da variação do volume é explicada pelas características das ações em vez de fatores que variam ao longo do tempo (R 2 entre ações 0,68 e R 2 intra-ação 0,23). Além disso, o teste Wald mostra que os coeficientes são conjuntamente diferentes de zero, a um nível de significância de um por cento. O coeficiente da CPMF (-0,55), na primeira regressão, mostra um efeito estatisticamente significativo (pvalor de 0,00) desse tributo sobre o volume transacionado. Esta perda é também economicamente significativa quando, a partir do coeficiente estimado da CPMF, obtemos que a adoção de uma alíquota de 0,38 por cento provoca uma queda de 19 por cento em média no volume de transações, relativamente à fase sem CPMF. A regressão 1 também mostra que o efeito de não pagar dividendos é significativamente mais importante em afetar o volume negociado em ações do que o percentual do lucro da firma que é destinado a tais pagamentos. Este efeito é observado pelo coeficiente negativo (-0,39) e significativo (p-valor 0,00) da indicadora do payout igual a zero (D_PAYOUT), sendo que o coeficiente da variável contínua PAYOUT (-0,003) é significativo (pvalor 0,03), porém próximo de zero. O coeficiente para ações de firmas com emissão de ADRs também é significativo (p-valor de 0,00) e positivo (0,55). Este último resultado, associado ao obtido para o pagamento de dividendos, confirma a importância de uma boa governança em aumentar volume de transações com ações em bolsa. Note que, a despeito da crença comum de que a emissão de ADRs por firmas brasileiras teria levado à queda do volume de negócios na Bovespa decorrente de uma migração das ações para bolsas americanas, este movimento, se houve, não foi significativo em anular o efeito positivo de uma melhora da governança dessas empresas. O coeficiente significativamente positivo (p-valor de 0,00) para tamanho corresponde aos efeitos esperados dessa variável. Em contraste, o grau de endividamento não afeta significativamente (p-valor de 0,16) o volume negociado, refletindo os sinais conflitantes explicados na seção anterior. 12 O coeficiente significativamente negativo (p-valor de 0,00) do tipo de ação corresponde ao fato de que ações preferenciais são mais presentes na Bovespa e de fato mais negociadas em bolsa. Por fim, todas as indicadoras dos setores de atividade econômica são não significativas (p-valores superiores a 0,10). Com relação à dimensão temporal, os resultados mostram um aumento do volume negociado na desvalorização do Real. O coeficiente da indicadora desse período é positivo (0,11) e estatisticamente diferente de zero (p-valor de 0,06), enquanto as demais indicadoras (crise asiática e russa e 11 de setembro) e a variação do PIB não foram significativas em afetar o volume negociado (p-valores superiores a 0,10). 4.2.2. O Impacto da CPMF sobre os Estilos de Investimento 12 O resultado permanece ambíguo mesmo quando estimamos nossas regressões com a variável contínua (Endividamento/Patrimônio Líquido) em vez da variável binária. 11
As regressões 2 e 3, da tabela 4, separam a amostra por estilo de investimento. Estas regressões mostram um R 2 maior para as ações do estilo crescimento (0,53) do que o R 2 para ações do estilo valor (0,41), apesar de ambas amostras terem um número parecido de observações válidas. Podemos ver também que as variáveis temporais são relativamente mais importantes em explicar a variação do volume negociado em ações do estilo crescimento (R 2 intra-ação de 0,30) que em ações do estilo valor (R 2 intra-ação de 0,16). Sendo a CPMF o único determinante significativo que varia apenas no tempo, temos que o seu efeito explica também relativamente mais a queda do volume negociado em ações do estilo crescimento. Nas duas regressões, a estatística Wald mostra que os coeficientes são conjuntamente diferentes de zero, a um nível de significância de um por cento. Os coeficientes da CPMF para os dois estilos distintos de investimento são significativos (p-valores inferiores a 0,05) e a magnitude deste coeficiente para o estilo crescimento (-1,90) é superior comparado ao do estilo valor (-0,62). Desse modo, a adoção de uma alíquota de 0,38 causou uma maior queda do volume (51 por cento) nas ações do estilo crescimento do que em ações do estilo valor (21 por cento), relativamente à fase sem CPMF. Comparamos estes resultados aos da regressão que considera a amostra total e usa interações entre CPMF e as indicadoras dos estilos de investimento. Pela regressão 4, da tabela 4, o coeficiente da interação entre a CPMF e o estilo valor é não significativa (p-valor 0,20) e daquela entre CPMF e estilo crescimento (-1,14) é significativa (p-valor 0,00), mostrando que mesmo estimando a partir de uma amostra contendo ambos os estilos, os resultados qualitativos não se alteram, ou seja, a CPMF afetou mais fortemente as ações do estilo crescimento. Quanto à especificação geral do modelo, notamos que a desvalorização do Real favoreceu significativamente ações do estilo crescimento, não tendo efeitos em ações do estilo valor. Este resultado sugere que ações do estilo valor, embora não sejam sensíveis ao efeito negativo da CPMF, têm a menor preferência dos investidores diante de choques positivos na economia. Em suma, o estilo de investimento valor resistiu melhor ao efeito do tributo que o estilo crescimento, contrariando a hipótese que as estratégias do estilo valor, por concentrarem um maior risco, seriam menos demandadas e, portanto, menos negociadas pelos investidores. 4.2.3. O Impacto da CPMF sobre as Estruturas de Governança As regressões 1 a 6, da tabela 5, usam amostras separadas conforme critérios que definem a qualidade da governança da firma: política de dividendos e a listagem de ações no mercado americano. Em geral, estas regressões apresentam ajustes parecidos e a estatística Wald mostra que os coeficientes são conjuntamente diferentes de zero, a um nível de significância de um por cento. Como mostram as regressões 1 (payout abaixo da mediana) e 2 (payout acima da mediana), da tabela 5, o coeficiente da CPMF é significativo tanto na amostra de ações com payout baixo (p-valor de 0,00) quanto na amostra de ações com payout alto (p-valor de 0,08), sendo o valor absoluto deste coeficiente maior entre ações com payout baixo (-1,07) do que entre aquelas com payout alto (-0,33). Isso implica que a CPMF, sob a alíquota máxima de 0,38, comparada à fase sem o tributo, gera uma perda de volume negociado de 33 por cento em ações com baixo pagamento de dividendos enquanto a perda é de 11 por cento, portanto, menor em ações pagam dividendos mais altos em relação ao lucro da firma. A regressão 3, da tabela 5, confirma o resultado acima mostrando inclusive que ter payout elevado é mais importante em suavizar o impacto do aumento do tributo do que simplesmente o fato de pagar dividendos. Este resultado pode ser observado pelo coeficiente da interação entre CPMF e a indicadora do payout igual a zero (D_PAYOUT), que é não significativo (p-valor 0,41), e da interação entre CPMF e a variável contínua PAYOUT (0,013), sendo este valor significativo (p-valor 0,06). Já nas regressões 4 (ações de firmas sem emissão de ADRs) e 5 (ações de firmas com emissão de ADRs), da tabela 5, mostramos que a emissão de ADRs, independentemente da política de dividendos da firma, evita uma perda de volume negociado por conta da adoção da CPMF. O coeficiente da CPMF é não significativo (p-valor de 0,25) entre as ações com emissão de ADRs e, em contraste, é negativo (-0,56) e significativo (p-valor de 0,00) entre as ações de firmas que não emitem ADRs. Entretanto, como mostra a regressão 6, da tabela 5, este resultado não é confirmado quando reunimos toda a amostra e interagimos a CPMF com a indicadora da emissão de ADRs. O coeficiente dessa interação é positivo, porém, não significativo (p-valor 0,92). Apesar disso, a regressão 6 nos diz que o efeito de emitir ADR visto pelo coeficiente da indicadora ADR é importante (0,52) e significativo (p-valor 0,05). Isto mostra que as empresas que optaram por negociar ADRs têm maior volume de negócios. Mais do que isso, esta regressão revela, pelo coeficiente não significativo 12
da interação entre a indicadora da emissão de ADRs e a CPMF, que importância da ADR como mecanismo que melhora governança, independentemente da política de dividendos da firma, compensa o efeito negativo da migração decorrente do aumento dos custos gerados pelo tributo. 13 Em suma, a hipótese deste estudo é confirmada a partir da observação de que ações com distribuição maior de dividendos e de firmas com emissão de ADRs refletindo melhores práticas de governança se sobressaem relativamente melhor diante do aumento de custos de transação causados pela CPMF. 4.2.4. Incentivos para Melhorar Governança De posse dos resultados da seção anterior, concluímos que a CPMF apresentou um efeito negativo considerável no mercado acionário brasileiro, ao reduzir o volume de ações. Em particular, o maior decréscimo do volume foi verificado em ações que refletem uma pior governança, enquanto o tributo não provocou a retração do volume em ações de firmas em que os direitos dos investidores minoritários são mais bem resguardados. Comparando estes resultados com a avaliação que fizemos do mercado de ações no período da CPMF, o aumento do Payout (69 por cento de 1994 a 2002) e do número de firmas com emissão de ADRs (65 empresas de 1993 a 2002) sugerem uma demanda maior do mercado por investimentos que possuem um baixo risco de agência (melhor governança) como forma de aliviar ou, até mesmo, compensar os custos com a CPMF. Em resumo, apesar dos custos de transação associados a CPMF terem tido um impacto significativo no mercado acionário brasileiro, estes custos aumentaram os incentivos para melhorar a governança das firmas, constatados pelo crescimento dos dividendos pagos às ações e do número de firmas com listagem de ações no mercado americano. 5. Conclusão Este trabalho analisa o impacto da CPMF sobre o volume negociado em ações brasileiras. No período de 1993 a 2002, a CPMF incidiu sobre as transações em bolsa com alíquotas que variaram entre 0,20 e 0,38 por cento. Assim como na Suécia, onde a adoção de uma alíquota de um por cento levou à perda de mais da metade dos negócios com as principais ações do mercado sueco, a CPMF no Brasil também implicou uma redução do volume de transações em bolsa, podendo estar também relacionada à queda do número de empresas listadas na Bovespa. Este estudo mostrou que, mesmo levando em conta características das ações e variáveis macroeconômicas, o tributo sob a sua alíquota máxima provocou uma perda média de 19 por cento do volume negociado em relação à fase sem o tributo. Tal efeito, no entanto, não foi uniforme entre as ações. O impacto da CPMF foi mais nocivo em ações do estilo crescimento (queda de 51 por cento) e em ações que distribuem dividendos baixo relativamente ao lucro da firma (queda de 33 por cento), isto é, firmas com pior governança. Verificamos também que o volume de transações é maior em ações de firmas que emitiram ADRs, mesmo depois de controlado o pagamento de dividendos, o que sugere que a listagem de ações no mercado americano foi capaz de reforçar a governança das empresas brasileiras. Essa vantagem não reduz mesmo com o aumento da alíquota da CPMF. Isto mostra que o efeito da emissão de ADRs como mecanismo que melhora governança, independentemente do pagamento de dividendos, compensa o efeito negativo decorrente da migração dessas ações para o mercado americano como conseqüência do aumento dos custos de transação. Se analisarmos o comportamento do mercado de ações no período da CPMF, o aumento do Payout (69 por cento de 1994 a 2002) e do número de firmas com emissão de ADRs (65 empresas de 1993 a 2002) apontam uma demanda maior do mercado por investimentos que possuem um baixo custo de agência (melhor governança). Esses resultados sugerem que a CPMF no mercado acionário gerou incentivos para que as empresas melhorassem suas estruturas de governança, ou seja, oferecessem uma maior proteção aos acionistas minoritários. 13 Devemos acrescentar que quando estimamos essa mesma regressão 6 separando ADRs tipo II e III de ADR tipo I, de fato, ações de firmas com emissão de ADRs de nível superior têm maior volume de transações. Além disso, esse diferencial não cai com a alíquota da CPMF para qualquer nível. Isto é, o efeito governança compensa o efeito migração em qualquer ação, independentemente do nível da ADR que a empresa lista na bolsa de Nova Iorque. Com isso, mostramos que mesmo ações de firmas que só emitem as ADRs que têm menor custo de listagem (nível I), não tiveram uma saída significativa em reduzir o volume negociado internamente. 13
Evidentemente, é muito pouco provável que a CPMF constitua uma forma eficiente de induzir uma melhor governança no Brasil. Como mostramos, este tributo sobre transações implicou uma perda média de 19 por cento no volume negociado de ações. Entretanto, nossos resultados indicam que a CPMF explica pelo menos parte da rápida transformação na estrutura de governança corporativa da década de 90. Este trabalho não esgota a análise do impacto da CPMF no volume de transações do mercado acionário brasileiro. Em particular, fatores importantes em freqüências diárias não foram aqui considerados. Por exemplo, uma vasta literatura empírica mostrou que o diferencial de preço de compra e venda da ação conhecido como bid-ask spread possui estreita relação com o volume de transações. Diferenciais menores normalmente estão relacionados a um maior volume de negociação. Uma pergunta interessante para trabalhos futuros é se a CPMF afetou o bid-ask spread das ações brasileiras. Referências Bibliográficas Baltagi, Badi e Ping X. Wu, 1999. Unequally spaced panel data regressions with AR(1) disturbances. Econometric Theory, vol. 15, pp. 814-823. Campbell, John e Kenneth Froot, 1993. International experiences with securities transaction taxes. NBER Working Paper, n.º 4587. Campbell, John, Andrew Lo e Craig MacKinlay, 1997. The Econometrics of Financial Markets, Princeton University Press, Princeton. Coelho, Isaias, Liam Ebrill e Victoria Summers, 2001. Bank debit taxes in Latin America: An analysis of recent trends, IMF Working Paper 01/67. Fama, Eugene e Kenneth French, 1992. The cross-section of exptected stock returns. Journal of Finance, vol.47, n.º 2, pp. 427 465. Fama, Eugene e Kenneth French, 1998. Value versus growth: The international evidence. Journal of Finance, vol.53, n.º 6, pp. 1975-1999. Grossman, Sanford J. e Oliver D. Hart, 1982. Corporate financial structure and managerial incentives, Em: J. McCall (ed.). The Economics of Information and Uncertainty, The University of Chicago Press, Chicago, pp. 123-155. Jensen, Michael, 1986. Agency cost of free cash-flow, corporate finance and takeovers. American Economic Review, vol. 76, pp. 323-329 La Porta, Rafael, Florencio Lopez-de-Silanes, Andrei Shleifer e Robert W. Vishny, 1997. Legal determinants of external finance. Journal of Finance, vol.52, n.º 3, pp. 1131-1150. La Porta, Rafael, Florencio Lopez-de-Silanes, Andrei Shleifer e Robert W. Vishny, 2000. Agency problems and dividend policies around the world. Journal of Finance, vol. 55, n.º 1, pp. 1-34. Lo, Andrew e Jiang Wang, 2000. Trading volume: definitions, data analysis and implications of portfolio theory, NBER Working Paper, n.º 7625. Reese, William e Michael Weisbach, 2002. Protection of minority shareholder interests, cross-listings in the United States, and subsequent equity offerings. Journal of Financial Economics, vol. 66, n.º 1, pp. 65-104. Srour, Gabriel, 2002. Práticas diferenciadas de governança corporativa: um estudo sobre a conduta e a performance das firmas brasileiras, Dissertação de Mestrado, PUC-Rio. Umlauf, Steven, 1993. Transaction taxes and the behaviour of the Swedish stock markets. Journal of Financial Economics, vol. 33, n.º 2, pp. 227-240. Wooldridge, Jeffrey M, 2002. Econometric Analysis of Cross-Section and Panel Data. MIT Press, Boston. 14
Tabela 1 CPMF nas Bolsas de Valores Alíquota (percentual) As informações sobre as alíquotas e prazos de vigência da CPMF foram coletadas junto à Receita Federal. Nos meses em que houve mudança de alíquota, apresenta-se o valor antigo e novo, nessa ordem. Os valores marcados com asterisco indicam que a CPMF vigorou em apenas parte do mês. jan fev mar abr mai jun jul ago set out nov dez 1993 - - - - - - - 0,25* 0,25* - - - 1994 0,25 0,25 0,25 0,25 0,25 0,25 0,25 0,25 0,25 0,25 0,25 0,25 1995 - - - - - - - - - - - - 1996 - - - - - - - - - - - - 1997 0,20* 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 1998 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 1999 0,20* - - - - 0,38* 0,38 0,38 0,38 0,38 0,38 0,38 2000 0,38 0,38 0,38 0,38 0,38 0,38-0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 2001 0,30 0,30 0,30-0,38 0,38 0,38 0,38 0,38 0,38 0,38 0,38 0,38 0,38 2002 0,38 0,38 0,38 0,38 0,38 0,38 0,38* - - - - - Tabela 2 Mercado Acionário no Brasil Os indicadores de volume transacionado e o número médio de companhias listadas na Bovespa foram obtidos da CVM. As informações sobre o total acumulado de empresas que listaram ADRs foram disponibilizadas pelo Banco de Nova Iorque. A partir dos dados da Economática sobre ações negociadas na Bovespa de 1993 a 2002, obtivemos em dezembro de cada período a média do Payout, que é o percentual do lucro da firma proposto para o pagamento de dividendos no período seguinte. Do IPEAdata, coletamos a variação percentual do PIB e do Banco Central do Brasil, obtivemos o fluxo de investimento externo em carteira, ou seja, entrada menos retorno de recursos. 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 Volume Negociado (bilhões de reais dez/2002) 266,4 185,3 125,6 175,1 340,2 256,8 218,3 231,7 170,1 136,9 Companhias Listadas na Bovespa 551 549 544 551 545 535 487 467 441 413 Variação Anual do PIB (percentual) 4,9 5,9 4,2 2,7 3,3 0,1 0,8 4,4 1,4 1,5 Investimento Externo (bilhões de dólares) 12,9 54,0 10,4 22,0 10,9 18,6 3,5 8,6 0,8-4,8 Companhias com emissão de ADRs 1 11 12 17 24 35 42 49 56 66 Payout (percentual) 6,4 11,6 11,8 12,4 13,3 12,7 13,6 13,7 12,7 19,6 15
Tabela 3 Média e Mediana do Volume Negociado em Ações A amostra contém 545 ações negociadas na Bovespa (72 por cento preferenciais e o restante, ordinárias) do primeiro trimestre de 1990 até o segundo trimestre de 2002. As informações sobre a listagem de ADRs foram coletadas junto à CVM e ao Banco de Nova Iorque. Da Economática, coletamos as demais variáveis. O tamanho da firma é dado pelo logaritmo do valor de mercado das ações. Tamanho grande é aquele cujo logaritmo do valor de mercado das ações está acima da mediana, tamanho pequeno são aquelas ações que estão abaixo da mediana. O grau de endividamento é construído a partir da razão entre o endividamento e o patrimônio líquido. Para separar endividamento alto e baixo, usamos o mesmo critério da mediana utilizado para a variável tamanho. Payout é a razão entre os dividendos propostos ao final de cada ano e o lucro da firma. A partir da razão entre lucro da firma e o preço das ações (L/P), construímos os estilos de investimento. O estilo valor possui L/P médio no quartil superior da distribuição de L/P para toda a mostra e estilo de investimento crescimento, ao contrário, têm L/P no primeiro quartil dessa distribuição. Para cada especificação, isto é, tamanho pequeno, tamanho grande etc., a primeira linha contém o volume médio negociado e a segunda, o valor mediano (em milhares de reais de setembro de 2002). A terceira linha mostra a quantidade de ações. Por fim, as últimas linhas de cada painel contêm os p-valores dos testes de diferença de média e de mediana de volume negociado entre as especificações em cada painel. 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 Total Abaixo da 69066 91726 13768 166429 135246 84355 10327 31671 10323 35017 26802 23922 31266 43002 Mediana 5659 4189 6699 17059 7070 3177 1339 1497 411 341 529 238 147 1274 54 46 33 28 91 80 154 167 113 165 197 153 152 428 Painel A Payout Acima da 75110 20150 53684 56471 74930 29675 68990 148052 120909 106976 158683 159156 120928 105077 Mediana 7072 6386 5646 16943 15263 3073 4790 14062 6843 6854 4310 3544 3320 6413 55 53 41 43 88 154 147 158 172 188 166 188 166 386 Teste média 0.89 0.07 0.07 0.08 0.06 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Teste mediana 0.12 0.02 0.32 0.86 0.00 0.76 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Não Emite 30406 28419 24647 65942 43635 23195 27513 61513 57472 58300 72615 49885 34410 45203 2664 3672 3733 15733 2189 1126 1388 2085 1231 1237 910 411 236 1807 304 272 213 177 373 384 388 376 398 396 382 334 277 512 Painel B ADR Emite - - - 56257 472692 210062 168937 264148 132317 127628 278211 245194 227447 223809 - - - 40961 45432 37315 29125 33986 12668 31696 42193 30296 25806 31162 - - - 1 13 16 19 30 48 56 70 89 106 107 Teste média - - - 0.96 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Teste mediana - - - 0.25 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Valor 6944 7131 26981 32549 13974 6098 6721 18607 18571 17361 22163 15463 14872 15027 1788 2080 2396 8392 1212 674 1313 2099 764 587 484 446 616 1180 83 74 53 41 105 104 99 100 107 109 111 101 95 131 Painel C Estilo de Investimento Crescimento 7645 7044 6347 45331 11109 5722 6470 19805 16516 15242 43967 20674 19129 16552 1769 2675 1834 12769 661 280 194 150 111 101 146 57 54 480 81 77 63 50 93 100 101 95 96 99 104 103 93 131 Teste média 0.65 0.94 0.21 0.30 0.39 0.76 0.86 0.84 0.77 0.72 0.17 0.51 0.64 0.49 Teste mediana 0.94 0.29 0.08 0.05 0.02 0.03 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Pequeno 1516 1197 1552 2590 4690 2176 2959 3877 2581 3046 2120 1681 1116 2356 425 280 411 601 1006 461 438 426 273 226 205 108 79 313 199 196 179 177 153 188 212 196 235 237 211 208 200 381 Painel D Tamanho da Firma Grande 35486 65439 123162 166233 234588 154524 246640 411417 248079 136125 201062 188415 173626 198943 6174 6658 10564 13157 19361 9717 14254 22958 13011 17203 12132 9234 7357 12726 115 99 137 168 196 202 197 223 254 265 280 248 223 378 Painel E Grau de Endividamento Teste média 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Teste mediana 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Baixo 11193 14832 64448 124889 165047 110725 215809 418537 120295 67831 126308 78136 41360 119533 1105 997 1725 3818 6678 2224 2530 3301 1152 1126 921 677 425 1659 156 163 166 180 202 201 181 190 224 233 219 213 190 425 Alto 16938 24570 42738 51292 124787 60113 58363 109104 80261 74483 109345 115340 121891 83981 710 465 816 1633 5028 1884 2773 5160 2419 2111 1681 869 564 1533 126 123 123 143 167 161 199 223 242 251 244 244 228 382 Teste média 0.29 0.36 0.51 0.20 0.55 0.30 0.07 0.03 0.45 0.66 0.52 0.12 0.00 0.03 Teste mediana 0.08 0.01 0.00 0.00 0.18 0.23 0.75 0.05 0.02 0.06 0.04 0.39 0.32 0.19 16
Tabela 4 Regressões: Amostra Total e Estilos de Investimento As regressões abaixo se baseiam em uma amostra de 545 ações negociadas na Bovespa do primeiro trimestre de 1990 até o segundo de 2002. A regressão 1 contém toda a amostra, as regressões 2 e 3 são estimadas separadamente a partir de sub-amostras de ações do estilo valor e crescimento e a regressão 4 usa interações entre a CPMF e os estilos de investimento. As informações sobre ADRs foram coletadas da CVM e do Banco de NY e os demais dados são da Economática. A variável dependente é o logaritmo do volume transacionado em reais (setembro/2002); CPMF é a alíquota média do tributo no trimestre; D_PAYOUT é uma variável indicadora que assume valor um se a ação tem payout igual a zero; PAYOUT é a variável contínua dada pelo percentual do lucro da firma destinado ao pagamento de dividendos; ADR é uma indicadora daquelas ações de firmas que emitem ADRs na Bolsa de NY; VALOR é uma indicadora das ações que se enquadram no estilo de investimento valor; CRESCIMENTO é uma indicadora daquelas que se enquadram no estilo crescimento; DIVIDA é uma indicadora que assume valor um se o grau de endividamento da firma definido pela razão entre o endividamento e o patrimônio líquido estiver acima da mediana; TAMANHO é dado pelo logaritmo do valor de mercado das ações; PIB é a variação percentual do PIB; CRISE ASIATICA E RUSSA, DESVALORIZAÇÃO DO REAL e 11 DE SETEMBRO são, respectivamente, indicadora para a crise asiática e russa, desvalorização do Real e 11 de setembro; AÇÃO é indicadora da ação ordinária. Foram também incluídas em todas as regressões indicadoras para os setores de atividade, sendo que na maior parte dos casos, os coeficientes não são estatisticamente diferentes de zero. Os coeficientes foram estimados a partir de regressões em painel com efeito aleatório, usando o Método de Mínimos Quadrados Generalizados. Foi considerado também a autoregressão de primeira ordem nos resíduos. Os desvios-padrão estão em parênteses, abaixo de cada coeficiente. Os valores marcados com um, dois e três asteriscos são significativamente diferentes de zero, respectivamente, a um por cento, cinco por cento e 10 por cento. Os demais coeficientes não são estatisticamente diferentes de zero ao nível de 10 por cento. (1) (2) (3) (4) Amostra Total Valor Crescimento Amostra Total Constante -2.95*** -4.48** -1.71-3.05*** (1.67) (2.03) (1.52) (1.67) CPMF -0.55* -0.62** -1.90* -0.10 (0.16) (0.30) (0.40) (0.20) VALOR -0.58* - - -0.48** (0.21) (0.23) VALOR * CPMF - - - -0.48 (0.38) CRESCIMENTO -0.38*** - - -0.03 (0.21) (0.22) CRESCIMENTO * CPMF - - - -1.78* (0.41) D_PAYOUT (=1, se payout=0) -0.39* 0.19-0.90* -0.37* (0.08) (0.19) (0.21) (0.08) PAYOUT -0.003** -0.002-0.012** -0.003** (0.001) (0.002) (0.005) (0.001) ADR 0.55* 0.27-0.31 0.50* (0.16) (0.45) (1.58) (0.16) ENDIVIDAMENTO -0.08-0.11-0.21-0.08 (0.05) (0.11) (0.14) (0.05) TAMANHO 0.97* 0.90* 0.85* 0.96* (0.03) (0.07) (0.05) (0.03) PIB 0.19 0.45 0.24 0.19 (0.54) (1.14) (1.50) (0.54) CRISE ASIÁTICA E RUSSA 0.01-0.04 0.02 0.01 (0.06) (0.12) (0.15) (0.06) DESVALORIZAÇÃO DO REAL 0.11*** 0.01 0.25*** 0.11*** (0.06) (0.11) (0.14) (0.06) 11 DE SETEMBRO -0.09-0.01-0.12-0.09 (0.07) (0.14) (0.16) (0.07) AÇÃO -1.34* -1.61* -0.33-1.32* (0.18) (0.39) (0.43) (0.18) SETORES sim sim sim sim 17
Tabela 4 (Continuação) R 2 intra-ação entre ações geral 0.23 0.16 0.30 0.23 0.68 0.52 0.66 0.69 0.56 0.41 0.53 0.56 Observações 8768 1988 1734 8768 Ações 449 98 113 449 Trimestres por ação (média) 20 20 15 20 Wald 1984.2 280.4 473.3 2016.8 18
Tabela 5 Regressões: Dividendos e ADRs As regressões abaixo se baseiam em uma amostra de 545 ações negociadas na Bovespa do primeiro trimestre de 1990 até o segundo de 2002. As regressões 1 e 2 são estimadas separadamente a partir de sub-amostras de ações que possuem payout baixo (abaixo da mediana) e que pagam payout alto (acima da mediana), as regressões 4 e 5 são estimadas separadamente para ações de firmas sem emissão e com emissão de ADRs e as regressões 3 e 6 usam, respectivamente, interações entre a CPMF e payout e, depois, entre CPMF e ADR. As informações sobre ADRs foram coletadas da CVM e do Banco de NY e os demais dados são da Economática. A variável dependente é o logaritmo do volume transacionado em reais (setembro/2002); CPMF é a alíquota média do tributo no trimestre, D_PAYOUT é uma variável indicadora que assume valor um se a ação tem payout igual a zero; PAYOUT é a variável contínua dada pelo percentual do lucro da firma destinado ao pagamento de dividendos; ADR é uma indicadora daquelas ações de firmas que emitem ADRs na NYSE; VALOR é uma indicadora das ações que se enquadram no estilo de investimento valor; CRESCIMENTO é uma indicadora daquelas que se enquadram no estilo crescimento; DIVIDA é uma indicadora que assume valor um se o grau de endividamento da firma definido pela razão entre o endividamento e o patrimônio líquido estiver acima da mediana; TAMANHO é dado pelo logaritmo do valor de mercado das ações; PIB é a variação percentual do PIB; CRISE ASIATICA E RUSSA, DESVALORIZAÇÃO DO REAL e 11 DE SETEMBRO são, respectivamente, indicadora para a crise asiática e russa, desvalorização do Real e 11 de setembro; AÇÃO é indicadora da ação ordinária. Foram também incluídas em todas as regressões indicadoras para os setores de atividade, sendo que na maior parte dos casos, os coeficientes não são estatisticamente diferentes de zero. Os coeficientes foram estimados a partir de regressões em painel com efeito aleatório, usando o Método de Mínimos Quadrados Generalizados. Foi considerado também a autoregressão de primeira ordem nos resíduos. Os desvios-padrão estão em parênteses, abaixo de cada coeficiente. Os valores marcados com um, dois e três asteriscos são significativamente diferentes de zero, respectivamente, a um por cento, cinco por cento e 10 por cento. Os demais coeficientes não são estatisticamente diferentes de zero no nível de 10 por cento. (1) (2) (3) (4) (5) (6) Amostra Amostra Payout baixo Payout alto Total Sem ADR Com ADR Total Constante -2.76-4.31** -3.00*** -3.04*** 2.59-2.95*** (1.72) (1.83) (1.67) (1.65) (2.48) (1.67) CPMF -1.07* -0.33*** -0.75** -0.56* -0.51-0.55* (0.25) (0.19) (0.32) (0.16) (0.53) (0.16) VALOR -0.24-0.70* -0.59* -0.50** -4.62* -0.58* (0.26) (0.24) (0.21) (0.21) (1.21) (0.21) CRESCIMENTO -0.61* 0.00-0.39*** -0.32-2.09*** -0.38*** (0.22) (0.30) (0.21) (0.21) (1.11) (0.21) D_PAYOUT (=1, se payout=0) - - -0.28** -0.39* 0.29-0.39* (0.11) (0.08) (0.31) (0.08) PAYOUT - - -0.005* -0.003** 0.009** -0.003** (0.002) (0.001) (0.004) (0.001) D_PAYOUT (=1, se payout=0) * CPMF - - -0.34 - - - (0.41) PAYOUT * CPMF - - 0.013*** - - - (0.007) ADR - - - - - 0.52*** (0.27) ADR * CPMF - - - - - 0.08 (0.73) ENDIVIDAMENTO -0.20** -0.01-0.07-0.08-0.09-0.08 (0.08) (0.07) (0.05) (0.06) (0.20) (0.05) TAMANHO 0.92* 1.09* 0.98* 0.98* 0.58* 0.97* (0.04) (0.04) (0.03) (0.03) (0.12) (0.03) PIB -0.57 0.83 0.19 0.26-4.75 0.19 (0.85) (0.70) (0.54) (0.55) (3.36) (0.54) CRISE ASIÁTICA E RUSSA -0.12 0.18** 0.00 0.01 0.05 0.01 (0.10) (0.07) (0.06) (0.06) (0.25) (0.06) DESVALORIZAÇÃO DO REAL 0.08 0.15** 0.11*** 0.12*** 0.05 0.11*** (0.09) (0.07) (0.06) (0.06) (0.13) (0.06) 11 DE SETEMBRO 0.01-0.14*** -0.09-0.08-0.42** -0.09 (0.11) (0.09) (0.07) (0.08) (0.17) (0.07) AÇÃO -1.12* -1.56* -1.33* -1.31* -2.42* -1.34* (0.22) (0.21) (0.18) (0.18) (0.47) (0.18) 19
Tabela 5 (Continuação) SETORES sim sim sim sim sim sim R 2 intra-ação 0.20 0.20 0.23 0.22 0.11 0.23 entre ações 0.63 0.63 0.68 0.66 0.70 0.68 geral 0.52 0.54 0.56 0.54 0.52 0.56 Observações 4085 4683 8768 8255 513 8768 Ações 387 338 449 429 54 449 Trimestres por ação (médio) 11 14 20 19 10 20 Wald 1089.3 1104.9 1979.3 1813.8 125.1 1984.2 20