Exposição Cambial: O Caso da Eletrobras no Período...
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FACULDADE DE ECONOMIA E FINANÇAS IBMEC PROGRAMA DE PÓS-GRADUAÇÃO E PESQUISA EM
ADMINISTRAÇÃO E ECONOMIA
DDIISSSSEERRTTAAÇÇÃÃOO DDEE MMEESSTTRRAADDOO
PPRROOFFIISSSSIIOONNAALLIIZZAANNTTEE EEMM EECCOONNOOMMIIAA
Exposição Cambial: O Caso da Eletrobras no
Período 1995-2009
Aluna: Mariana Lera de Almeida Cardoso
ORIENTADOR: PROF. DR. Alexandre B. Cunha
Rio de Janeiro, 28 de setembro de 2010.
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EXPOSIÇÃO CAMBIAL: O CASO DA ELETROBRAS NO PERÍODO 1995-2009
MARIANA LERA DE ALMEIDA CARDOSO
Dissertação apresentada ao curso de
Mestrado Profissionalizante em Economia
como requisito parcial para obtenção do
Grau de Mestre em Economia.
Área de Concentração: Economia e
Finanças Internacionais
ORIENTADOR: PROF. DR ALEXANDRE B. CUNHA
Rio de Janeiro, 28 de setembro de 2010.
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EXPOSIÇÃO CAMBIAL: O CASO DA ELETROBRAS NO PERÍODO 1995-2009
MARIANA LERA DE ALMEIDA CARDOSO
Dissertação apresentada ao curso de
Mestrado Profissionalizante em Economia
como requisito parcial para obtenção do
Grau de Mestre em Economia.
Área de Concentração: Economia e
Finanças Internacionais
Avaliação:
BANCA EXAMINADORA:
_____________________________________________________
Professor Dr. ALEXANDRE B. CUNHA (Orientador)
Instituição: IBMEC Rio de Janeiro
_____________________________________________________
Professor Dr. OSMANI TEIXEIRA DE CARVALHO GUILLEN
Instituição: IBMEC Rio de Janeiro
_____________________________________________________
Dra. LUCIANE CARPENA
Instituição: BNDES
Rio de Janeiro, 28 de setembro de 2010.
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FICHA CATALOGRÁFICA Prezado aluno (a),
Por favor, envie os dados abaixo assim que estiver com a versão definitiva, ou seja, quando não faltar
mais nenhuma alteração a ser feita para o e-mail [email protected], colocando no assunto:
FICHA CATALOGRÁFICA - MESTRADO.
Enviaremos a ficha catalográfica o mais breve possível para o seu e-mail (se possível em até 72 horas).
1) Nome completo: Mariana Lera de Almeida Cardoso
2) Título: Exposição Cambial: O Caso da Eletrobras no período 1995-2009
3) Ano da defesa: 2010
4) Área de concentração: Economia e Finanças Internacionais
5) Assunto principal (contextualizado): Análise da Exposição Cambial e Oscilação do Câmbio no Retorno Real das
Ações da Eletrobras
6) Assuntos secundários: Crises Econômicas de 1999 e 2002.
7) Palavras-chave: Exposição Cambial, Oscilação Cambial, Retorno Real.
8) Resumo: análise do efeito da variação cambial no retorno real das ações da Eletrobras.
9) Curso: Mestrado profissionalizante em Economia
Ou envie os anexos contendo a página de rosto e a do resumo, além da área de concentração.
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DEDICATÓRIA
A minha filha Joana, linda e doce, amor eterno e
incondicional, que veio para me trazer ainda mais alegrias.
Ao meu marido Rodolfo, por ter tornado minha jornada
mais suave com seu amor, companheirismo e paciência.
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AGRADECIMENTOS
Agradeço aos meus pais, Celso e Regina, pelos ensinamentos e amor que sempre
levarei comigo.
Agradeço à Eletrobras pelo incentivo e em especial as minhas chefes, Carol Sampaio e
Denise Palacio, pelo aprendizado diário.
Agradeço ao Professor Alexandre B. Cunha pela sua orientação e contribuição para o
desenvolvimento desta Dissertação.
Agradeço ao Professor Osmani Teixeira de Carvalho Guillen por suas relevantes
observações na elaboração desse trabalho.
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RESUMO
Este trabalho tem como objetivo principal a análise da interferência da oscilação das
taxas de câmbio no retorno real das ações das Centrais Elétricas Brasileiras S.A. – Eletrobras
após o Plano Real, durante o período de janeiro de 1995 até dezembro de 2009, ocasião em
que essa empresa apresentava uma valorização em suas ações da ordem de 31,2% em
comparação a 2007 e 2008. Esse último ano foi o terceiro consecutivo em que a Eletrobrás
teve suas ações listadas no Índice de Sustentabilidade Empresarial (ISB) da Bolsa de Valores
de São Paulo - Bovespa.
Palavras Chave: Exposição Cambial; Oscilação Cambial; Retorno Real.
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ABSTRACT
This dissertation has as main objective the analysis of the interference oscillation of exchange
rates on real return of the shares of the Brazilian Electric Power Company - Eletrobras after
the Real Plan, during the period January 1995 through December 2009, at which this
company showed a recovery in its shares on the order of 31.2% over the previous over 2007
and 2008. This last year was the third in a row that Eletrobras had its shares listed on the
Corporate Sustainability Index (ISB) of the Stock Exchange - Bovespa.
Key Words: Exchange Rate Exposure; Foreign Exchange Fluctuation; Real Return
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LISTA DE TABELAS
Tabela III.1 – Resultados da Estimação da Equação III.1........................................................22
Tabela III.2 – Resultados da Estimação da Equação III.2........................................................24
Tabela III.3 – Resultados da Estimação da Equação III.3........................................................25
Tabela III.4 – Resultados da Estimação da Equação III.4........................................................27
Tabela III.5 – Resultados da Estimação da Equação III.5........................................................28
Tabela III.6 – Resultados da Estimação da Equação III.6........................................................31
Tabela III.7 – Resultados da Estimação da Equação III.7........................................................33
Tabela III.8 – Resultados da Estimação da Equação III.8........................................................34
Tabela III.9 – Resultados da Estimação da Equação III.9........................................................36
Tabela III.10 – Resultados da Estimação da Equação III.10....................................................37
Tabela III.11 – Resultados da Estimação da Equação III.11....................................................38
Tabela A1 – Estatísticas Descritivas do Retorno Real da Eletrobras PNB (%)........................43
Tabela A2 – Estatísticas Descritivas do Retorno Real do Ibovespa (%)..................................44
Tabela A3 – Estatísticas Descritivas da Desvalorização Cambial (%).....................................44
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SUMÁRIO
I INTRODUÇÃO .............................................................................................................. 11
II LITERATURA RELACIONADA ................................................................................ 15
II.1 Koutmo e Martin (2003) - First and second-moment exchange rate exposure: evidence from U.S.
stock returns ........................................................................................................................................................ 15
II.2 Dominguez e Tesar (2006) – The exchange rate exposure ................................................................. 16
II.3 Doidge, Griffin e Williamson (2006) - Measuring the economic importance of exchange rate
exposure ................................................................................................................................................................ 18
III ANÁLISE ECONOMÉTRICA ..................................................................................... 21
IV CONCLUSÕES ................................................................................................. 43
V APÊNDICE ....................................................................................................... 45
VI REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS ............................................................... 47
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I – Introdução
A exposição cambial das empresas de capital aberto é assunto de extrema importância
na gestão de risco empresarial, assim como tema constante de artigos na literatura acadêmica.
Conforme mencionam Koutmo e Martin (2005), devido a intensas variações no fluxo de caixa
de empresas, cada vez mais cresce a importância em examinar como a volatilidade da taxa de
câmbio afeta o retorno de uma firma. Os pesquisadores desse estudo argumentam que a
volatilidade da taxa de câmbio pode afetar o fluxo de caixa através da alteração no volume
comercializado no mercado externo e a oscilação cambial pode aumentar a quantidade de
hedging pelas empresas, acentuando, por sua vez, o custo de transação para o mercado de
derivativos.
Dominguez e Tesar (2006) examinaram a relação entre os movimentos da taxa de
câmbio e o valor da firma, mostrando como a exposição cambial está correlacionada ao
tamanho de uma firma, seu porte internacional, suas vendas internacionais e sua
competitividade no seu setor de mercado. Parte significativa das firmas objeto desse estudo é
influenciada pela variação cambial.
O foco principal desta dissertação é analisar empiricamente o efeito da oscilação da
taxa de câmbio no retorno real das ações das Centrais Elétricas Brasileiras S.A. – Eletrobras
no período pós Plano Real, ou seja, de janeiro de 1995 até dezembro de 2009, quando as
ações da empresa apresentavam uma valorização de 31,2% em 2007 e 2008.
Para esta análise foi utilizada uma amostra de 180 observações, de periodicidade
mensal, sendo apurada a média diária dos preços de fechamento da ação da Eletrobras, do
índice Ibovespa e o valor do dólar PTAX, tendo como fonte de dados, respectivamente, a
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própria empresa, a Bovespa e o Banco Central do Barsil – Bacen. Optamos por corrigir os
valores do preço da ação e do índice Ibovespa pelo IPCA – Índice Nacional de Preços ao
Consumidor Amplo, consultado no IPEA – Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada devido
ser essa correção de preços adotada pelo regime de metas calculado pelo Bacen.
Com o intuito de explicar a exposição cambial da Eletrobras, iniciamos o estudo com
uma regressão que determina a relação entre o retorno real da Eletrobras como variável
dependente (rt) e as variáveis explicativas: Ibovespa (Rt) e Câmbio (Et). Posteriormente foi
incluída nessa equação a variável da taxa de câmbio nominal ao quadrado e nessa foram
incluídas dummies. Para cálculo das regressões utilizamos o método MQO (Mínimos
Quadrados Ordinários) e devido à presença de autocorrelação serial, segundo os resultados
apontados pelo Durbin-Watson, foi utilizado o método de Newey-West.
Posteriormente, no intuito de aprimorar o modelo, foram introduzidas sucessivas
dummies. A primeira variável introduzida, dummy D1t, teve como objetivo isolar o efeito
assimétrico entre valorização e desvalorização da taxa de câmbio, ou seja, reduzir a
elasticidade do preço, sendo atribuído 0 para Et abaixo de zero e 1 para Et acima de zero.
Nossa análise mostra que, individualmente as variáveis explicativas não foram significantes
no modelo, e em conjunto elas também não foram importantes na definição do preço da ação.
Com a finalidade de isolar o efeito dos valores extremos superiores e inferiores a 16%
da amostra, foram incluídas as variáveis dummies D2t e D3t, respectivamente, nas equações
III.5 e III.6. Através do teste dos coeficientes, o teste Wald, os resultados apresentados em
ambas regressões para os coeficientes das variáveis do impacto cambial e da oscilação
cambial foram em conjunto significativas de forma a explicar o retorno real do preço da ação
da Eletrobras.
Devido à mudança na política cambial brasileira ocorrida em fevereiro de 1999,
quando passamos de um regime de câmbio fixo para câmbio flutuante, consideramos a
inclusão de outra variável dummy D4t. Nesse caso, a dummy assume o valor 1 nos meses de
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janeiro de 1995 até janeiro de 1999 e 0 (zero) nos demais meses. A análise mostrou que
individualmente as variáveis explicativas são significantes no modelo, e em conjunto elas
também foram importantes na definição do preço da ação.
Seguindo o raciocínio que as mudanças na política econômica e as crises financeiras
podem influenciar na análise em questão, optamos pela inclusão de uma quinta variável,
dummy D5t, para analisar o período referente à crise do mercado financeiro no ano de 2002,
secundária ao processo eleitoral que apontava como provável vencedor um candidato da
oposição. Neste caso, foi adotado o valor igual a 1 para os meses deste ano e 0 (zero) para os
demais períodos. A análise deste cenário mostrou que individualmente as variáveis
explicativas não foram significantes no modelo, e em conjunto elas igualmente não foram
importantes na definição do preço da ação.
Continuando a análise econométrica, consideramos na equação todas as dummies
supracitadas e o resultado mostrou que a maior parte das variáveis explicativas,
individualmente, não apresentava significância estatística, mas ao testar esses coeficientes
com o teste de Wald, no qual a hipótese nula seria igual a zero, os resultados possibilitaram a
conclusão que em conjunto as variáveis explicativas foram significantes e explicavam o preço
das ações da Eletrobras.
A fim de aprimorar ainda mais o modelo acima optamos pela inclusão da variável
dependente defasada (equação III.9), seguido pela inclusão das variáveis explicativas
defasadas (equação III.10) e por fim pela inclusão de ambas as citadas variáveis defasadas
(equação III.11) o que gerou os resultados mais contundentes, sugerindo que oscilação da taxa
de câmbio, principalmente nos momentos críticos da economia explicavam o retorno real das
ações da Eletrobras.
O mercado de derivativos é muito utilizado por empresas que de alguma forma estão
expostas à oscilação da taxa de câmbio como meio de buscar maior confiabilidade do
mercado e redução de riscos que poderiam advir de variações abruptas do valor da moeda.
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Doidge, Griffin e Williamson (2006) examinaram a exposição cambial em empresas
multinacionais e os resultados apontaram que a proporção entre o valor das ações e a
exposição dessas empresas à variação cambial é diretamente relacionada aos seus negócios
internacionais.
Quanto à organização dos capítulos desta dissertação, tem-se a seguinte estrutura: no
Capítulo II faremos uma revisão da literatura referente à interferência da oscilação da taxa de
câmbio com o risco de exposição e seus efeitos na precificação das empresas; o Capítulo III
explica detalhadamente a metodologia aplicada com ênfase no trabalho dos dados e os
resultados obtidos; no Capítulo IV estão expostas as conclusões sobre os resultados
apresentados no decorrer desta dissertação; no Capítulo V (apêndice) exemplificaremos as
tabelas das estatísticas descritivas utilizadas; e no Capítulo VI consta a referência
bibliográfica consultada.
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II – Literatura Relacionada
Neste capítulo, discutiremos alguns trabalhos em que foi abordado o conceito de
exposição cambial através da análise de modelos multifatoriais, entre eles o retorno do
mercado e a taxa de câmbio. Realizamos uma revisão da literatura na qual foram selecionados
três artigos para uma breve apresentação, por sua proximidade ao tema abordado.
II.1 – Koutmo e Martin (2003) - First and second-moment exchange rate
exposure: evidence from U.S. stock returns
O objetivo desse trabalho empírico é investigar o impacto do primeiro e segundo
momento da exposição da taxa de câmbio nos retornos diários em nove setores da economia
americana durante os anos de 1992 a 1998. De acordo com os autores, o impacto da
exposição no risco da taxa de câmbio tem recebido considerável atenção na literatura
acadêmica. Segundo os autores, o modelo padrão é mensurar a exposição da taxa de câmbio
pela estimação da sensibilidade do retorno do valor da firma com as mudanças na variação
cambial, como em Adler e Dumas (1984).
A base de dados consiste no retorno diário constante do índice Dow Jones de nove
setores da economia americana: materiais básicos, consumidores cíclicos, energia, financeiro,
consumidores anticíclicos, tecnologia, serviço público e outros. A fonte utilizada foi a Bolsa
de Valores de New York. A exposição cambial desses setores foi estimada relativamente a
cinco diferentes taxas de câmbio: marco alemão, libra esterlina, euro, yene e dólar canadense,
todos em função do dólar americano. A fonte utilizada foi o Federal Reserve dos Estados
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Unidos. A amostra contempla o período entre 1992 a 1998, em um total de 1.697 observações
diárias.
Baseando-se em argumentos que o volume do comércio internacional e os custos de
transação podem ser afetados pela volatilidade da taxa de câmbio, os autores incorporaram o
segundo momento como fator em seu modelo. Esse modelo também explora o tradicional
modelo em que o primeiro momento é considerado pela responsabilidade assimétrica da
apreciação e depreciação. Dessa forma, o modelo que os autores utilizaram é a equação II.1
descrita abaixo:
ttshttSDstmmot hsDRR ,,, )( (II.1)
Onde o segundo momento é mensurado por hs,t, em que Rt é o retorno do setor de
atividade e Rm é o retorno de mercado. St é a expectativa da variação cambial, Dt é igual a zero
se st for menor do que zero e Dt é igual a um se st for maior do que zero, hs,t é a variação da
taxa de câmbio e o t é o erro.
A significância do primeiro momento da exposição da taxa de câmbio ocorreu em
17,8% dos casos estudados quando utilizaram a mesma taxa de câmbio. Além disso, 25% da
significância da exposição é assimétrica. O segundo momento, mais importante que o
primeiro momento, foi considerado significativo em 26,7% dos casos.
Os resultados significativos do primeiro momento de exposição e a importância do
modelo assimétrico cresceram substancialmente quando o modelo é estimado com a
defasagem de um dia. A exposição é estatisticamente significativa em 42,2% dos casos, e é na
maior parte das vezes assimétrica, ou seja, em 79% dos casos. Em contraste, a freqüência da
significância do segundo momento da exposição cai substancialmente.
II.2- Dominguez e Tesar (2006) – The exchange rate exposure
O objetivo principal dos autores nesse estudo é documentar a exposição cambial de
firmas dos oito países industrializados e em desenvolvimento ao longo de período 1980-1999:
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Chile, França, Alemanha, Itália, Japão, Holanda, Tailândia e Reino Unido. As empresas
americanas não foram consideradas.
É sabido que mudanças na taxa de câmbio têm importantes implicações nas decisões
empresariais e em suas rentabilidades. Nesse sentido, um dos efeitos da criação do Euro foi a
redução do risco de exposição às oscilações da taxa de câmbio nos preços relacionados a
negociações entre empresas da União Européia.
A definição de exposição cambial utilizada pelos autores foi a descrita no estudo de
Adler e Dumas (1984) em que o retorno de uma firma pode ser mensurado através da taxa de
retorno do mercado e sua variação cambial, configurando um modelo de dois fatores,
conforme a equação II.2 abaixo:
tititmiiti SRR ,,2,,1,0, (II.2)
Onde Ri,t é o retorno do ativo, Rm,t é o retorno do mercado e St é a oscilação da taxa
de câmbio.
Os dados da firma e o retorno de mercado dos oito citados países industrializados e em
desenvolvimento, ao longo do período 1980-1999, foram extraídos do Datastream e os
retornos utilizados foram semanais e as observações consolidadas nas quartas-feiras. O total
de empresas estudadas foi de 2387, ou seja, em média 300 para cada país. A escolha das
empresas se deu por três critérios: Worldwide Branch Locations of Multinationals (1994), que
inclui uma amostra das 500 companhias com filiais estrangeiras; The Directory of
Multinationals (1998), que inclui as 500 maiores firmas com mais de US$ 1 bilhão em ativos;
e Financial Times Multinational Index (2000), que é um ranking das maiores empresas. Caso
a firma tenha aparecido como multinacional em uma dessas três listas, os autores a
consideraram na pesquisa.
Os resultados foram que cinco dos oito países estudados tiveram mais de 40% das suas
firmas expostas à variação cambial. As análises sugeriram que os movimentos nas taxas de
câmbio afetaram as firmas de maneiras diferentes.
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Além de estabelecer a relação entre o retorno do mercado do valor de uma firma e a
taxa de câmbio, outra abordagem dos autores foi tentar explicar o porquê de algumas firmas
estarem expostas e outras não. Não foi evidenciada nenhuma concentração particular em
nenhum setor da exposição cambial, porém foi mostrado que firmas menores, mais do que as
de médio e grande porte, são mais propensas à exposição. Uma explicação levantada foi que
as firmas maiores estão mais habituadas a utilizarem recursos de hedging. Também foi citada
a inserção de uma firma no cenário internacional, como o volume de suas negociações
internacionais, neste caso as empresas vinculadas ao comércio exterior têm o risco de
exposição cambial diretamente ligado à atividade fim da empresa. Empresas exportadoras são
beneficiadas pela depreciação da moeda local enquanto empresas importadoras caminham no
sentido contrário.
O estudo testou o retorno de firmas na presença da exposição cambial em oito países,
encontrando uma significativa quantidade de exposição para oscilações de diferentes taxas de
câmbio. Considerando as proporções de cada país, a exposição observada foi robusta, apesar
de as firmas serem influenciadas diferentemente por movimentos nas taxas de câmbio e o fato
das direções na exposição dependerem da específica taxa de câmbio ao longo do tempo.
Os autores consideraram que a exposição cambial esteja atrelada ao número de firmas
e às características particulares de cada indústria. A exposição mostrou-se mais evidente em
firmas menores comparado às empresas de médio e grande porte e também em firmas com
suas atividades voltadas ao mercado internacional. Os autores encontraram fraca relação entre
o nível de desenvolvimento da indústria e a exposição da competitividade da firma.
II.3 – Doidge, Griffin e Williamson (2006) - Measuring the economic
importance of exchange rate exposure
Os autores citaram que diversos artigos acadêmicos abordaram a exposição cambial e
constataram evidências na relação entre a exposição cambial e o valor da firma. Nesse
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sentido, os autores utilizaram uma amostra com empresas de 18 países para examinar o
impacto dessa exposição à taxa de câmbio. Para obter essa magnitude, os autores utilizaram
uma carteira para cada país e seus resultados foram a existência de uma considerável
explicação do retorno do valor da firma em face às oscilações da taxa de câmbio.
A principal contribuição desse estudo é empregar a abordagem de uma carteira para
mensurar a importância econômica da exposição. Para um investidor que queira gerenciar sua
carteira através da diversificação, é relevante averiguar como as oscilações da taxa de câmbio
afetam o retorno da carteira de cada país comparativamente a de outros países.
Empregou-se o modelo padrão na literatura para estimação do impacto da exposição
cambial nas firmas, em que Ri é o retorno mensal da carteira, Rm é valor de mercado no país
específico e RFX é a mudança mensal na taxa de câmbio e di é o coeficiente da exposição da
taxa de câmbio. Dessa forma, podemos observar na equação II.3 descrita abaixo:
iFXimiii RdRR (II.3)
No estudo foram utilizadas firmas de dezoito países inclusive os Estados Unidos. Os
dados do retorno da firma e do mercado foram extraídos do Datastream International. Vendas
internacionais, exportações, total de vendas e renda exterior foram retiradas do Worldscope.
Os dados relativamente ao câmbio foram obtidos do Banco da Inglaterra.
Para avaliar o impacto das mudanças nas taxas de câmbio no retorno do mercado, os
autores formam carteiras compostas concentradas em firmas fortes em vendas internacionais
ao invés de em empresas com pouca participação em vendas internacionais.
Foi observado que durante períodos de intensa depreciação cambial, as firmas com
maior participação em vendas internacionais crescem significativamente comparadas às que
não têm participação internacional em 14 dos 18 países. Apesar da magnitude desses efeitos
variam para cada país, para períodos de depreciações, a média da diferença entre as empresas
com participação internacional para as que não têm foi de 0,72%, enquanto em épocas de
apreciação as mesmas firmas reduzem cerca de 1,10% em seu retorno.
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Outras descobertas desse estudo são que a exposição pode variar sistematicamente
com a atividade internacional e essas relações são importantes para compreender a variação
no retorno das firmas. Isso tem implicações para o apreçamento de ativos o que mostra que a
exposição afeta carteiras.
Para os autores, a utilização de portfólios melhora a capacidade de observar a
importância econômica na exposição da taxa de câmbio.
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III – Análise Econométrica
O objetivo deste capítulo é analisar, através de regressões, a influência da exposição
cambial das Centrais Elétricas Brasileiras S.A. – Eletrobras no retorno real do valor de suas
ações negociadas na Bolsa de Valores de São Paulo – BOVESPA.
Para atingirmos essa meta, utilizamos uma base de dados abrangendo o preço da ação
dessa empresa (Xt), o Índice Ibovespa (It), a taxa de câmbio nominal (St) e o Índice Nacional
de Preço ao Consumidor Amplo – IPCA (Pt). A periodicidade desses dados foi mensal
durante o período de janeiro de 1995 a dezembro de 2009, realizando a média dos valores
diários e calculando seus respectivos logaritmos naturais para o retorno real das ações da
Eletrobras (rt), o retorno real do Ibovespa (Rt) e da desvalorização da taxa de câmbio nominal
(Et), originando uma amostra de 180 observações. Seguem abaixo as equações relacionadas
ao supracitado cálculo. As tabelas das estatísticas descritivas podem ser consultadas no
apêndice (Capítulo V):
)log()log(1
1
t
t
t
tt
P
X
P
Xr
)log()log(1
1
t
t
t
tt
P
I
P
IR
1loglog ttt SSE
22
As fontes das supracitadas variáveis foram as seguintes: a Eletrobras para a cotação de
suas ações, a Bovespa para o Índice Ibovespa, o Banco Central para a taxa de câmbio nominal
e por último, o IPEA – Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada para o Índice Nacional de
Preço ao Consumidor Amplo – IPCA. Esse índice de inflação foi escolhido por ser utilizado
atualmente no regime de metas de inflação do governo.
Após as mencionadas transformações e com a finalidade de explicar a exposição
cambial da Eletrobrás, apresentamos a seguir a regressão demonstrada na equação III.1 em
que a variável dependente é o retorno real da Eletrobras (rt) e as variáveis independentes são o
retorno real do Índice Ibovespa (Rt) e a desvalorização da taxa de câmbio nominal (Et).
rt = 0 + 0Rt + 0Et + t (III.1)
Abaixo, segue o resumo dos resultados da mencionada regressão na Tabela III.1
aplicando a matriz robusta de Newey-West. Esse método corrige o desvio-padrão reduzindo os
efeitos da autocorrelação serial. Essa técnica será utilizada para todas as demais regressões
desse estudo.
Tabela III.1
Resultados da Estimação da Equação III.1
Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor
constante -0.005882 0.005702 0.3037
Rt 0.880924 0.086128 0.0000
Et -0.040675 0.159754 0.7993
Observações 180
P-Valor ( Estatística F) 0.0000
R2 0.514229
R2 Ajustado 0.50874
Durbin-Watson 1.43285
* Calculado com a correção de Newey-West
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Inicialmente esta regressão parece explicar o comportamento do preço da ação das
Centrais Elétricas Brasileiras S.A. – Eletrobras em relação ao retorno real da Bovespa (Rt),
porém, quanto à oscilação da taxa de câmbio nominal (Et), apresentou pouca expressividade.
O p-valor de Et (0,7993) é considerado elevado e sem significância na regressão o que depõe
contra a teoria esperada de forte influência do câmbio no preço das ações, visto que a empresa
concentra grande parte dos seus recebíveis líquidos de obrigações indexados à moeda
americana.
Conforme Relatório Anual da Eletrobras de 2008, por ser uma empresa que
comercializa energia e capta recursos externos, a Eletrobras sofre com a influência do dólar.
Ações específicas para a mitigação de riscos financeiros atrelados à variação cambial foram
também postas em prática em 2008. A partir da política de hedge cambial aprovada em fins de
2007, que visa tratar a exposição ativa líquida em dólar, foram realizadas operações de curto
prazo com instrumentos derivativos, no montante de US$ 280 milhões. Tais operações
deverão continuar incorporando não apenas os descasamentos em moedas estrangeiras para os
próximos exercícios, mas também a proteção dos resultados da empresa contra flutuações
adversas de taxas de juros, índices de preço e prazos.
Apesar da utilização do mecanismo de Newey-West, notamos que a autocorrelação
serial não foi resolvida conforme demonstrado no teste de Durbin-Watson, o que prejudica os
resultados de nosso modelo.
Primeiramente, com o intuito de medir o impacto da volatilidade cambial no preço da
ação da empresa em análise, incluímos a variável taxa de câmbio ao quadrado, originando a
equação III.2, observando seus cálculos na Tabela III.2.
rt = 0 + 0Rt + 0Et + µ0Et2 + εt (III.2)
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Tabela III.2
Resultados da Estimação da Equação III.2
Coeficiente Erro-Padrão (*) p-valor
constante -0,0070 0,0056 0,2107
Rt 0,8666 0,0919 0,0000
Et 0,1311 0,2064 0,5262
Et2 0,8580 1,3176 0,5158
Observações 180
p-valor (Estatística F) 0,0000
R2
0,5158
R2-ajustado 0,5075
Durbin-Watson 1,4281
*Calculado com a correção de Newey-West
Segundo o p-valor, nessa regressão as variáveis Et e Et2 não são significantes
individualmente. O coeficiente da desvalorização da taxa de câmbio nominal não foi
significativo e acusou uma fraca relação com o retorno real da Eletrobrás. A variável
desvalorização da taxa de câmbio ao quadrado não foi significativa, porém podemos observar
um impacto positivo de 0,8580 dessa variável.
Na tentativa de aprimorar a verificação da influência da volatilidade cambial no preço
da ação, utilizamos o teste Wald que analisa a significância estatística de um grupo de
coeficientes para verificar se as variáveis em conjunto são significativas. Esse mencionado
teste pressupõe em sua hipótese nula que os coeficientes conjuntamente são zero e a hipótese
alternativa mostra caso contrário. Caso a probabilidade verificada for menor do que o nível de
significância, rejeita-se a hipótese nula, deduzindo que conjuntamente os coeficientes são
significativos, ou seja, esse grupo de variáveis contribuiu para explicar a variável dependente.
Aplicamos o teste dos coeficientes para a equação III.2, em que a hipótese nula foi:
H0: 0 = = 0. O resultado apresentado no teste Wald com a análise conjunta dos
coeficientes das variáveis Et e Et2 foi um p-valor de 0.4993, fazendo com que a hipótese nula
não seja rejeitada, ou seja, as variáveis relacionadas a taxa de câmbio conjuntamente não
contribuem para explicar a variável dependente.
25
O mencionado teste Wald foi repetido para as demais equações de forma com que o p-
valor calculado foi comparado aos níveis de significância aceitos até 10%. Logo, podemos
concluir se conjuntamente os coeficientes são significativos.
Posteriormente, foram realizados testes com algumas dummies variantes da variável da
desvalorização cambial com a finalidade de analisar o impacto no retorno real da Eletrobras.
Com o intuito de isolar o efeito assimétrico entre valorização e desvalorização da taxa
de câmbio, foi incluída a primeira variável dummy D1t na seguinte Equação III.3 de forma a
ser atribuído 0 para Et abaixo de zero e 1 para Et acima de zero.
rt = 0 + 1D1t + 0Rt + 1Rt D1t + 0Et + 1Et D1t + µ0Et2
+ µ1Et2D1t + εt (III.3)
Observe-se que na formulação acima se permite que D1t impacte o intercepto e o
coeficiente de todas as variáveis independentes. Os resultados dessa equação serão mostrados
na Tabela III.3 a seguir:
Tabela III.3
Resultados da Estimação da Equação III.3
Coeficiente Erro-Padrão (*) p-valor
constante -0,0116 0,0125 0,8965
D1t -0,0034 0,0207 0,8702
Rt 0,7525 0,1446 0,0000
Rt D1t 0,1916 0,1630 0,2415
Et -0,4421 0,5503 0,4228
Et D1t -1,2715 1,7175 0,4601
Et2
-4,6690 6,8208 0,4946
Et2D1t 7,2514 8,9607 0,4195
Observações 180
p-valor (Estatística F) 0,0000
R2
0,5248
R2-ajustado 0,5050
Durbin-Watson 1,4180
*Calculado com a correção de Newey-West
A Tabela III.3 evidencia que as variáveis D1t, Et, EtD1t, Et2
e Et2D1t , individualmente,
não apresentam nível de significância satisfatório.
26
Nesta equação o coeficiente de exposição cambial é dado por: 0 + 1. Desta forma,
optamos por testar se o resultado dessas duas variáveis somadas seria igual a zero, obtendo
um p-valor igual a 0,6553, indicando que não rejeitamos a hipótese nula, logo essas variáveis,
em conjunto, não são significativas e concluímos que a elasticidade preço não afetou o preço
das ações da Eletrobras.
Levando em consideração que os coeficientes de Et2
e Et2D1t (µ0 e µ1) apresentaram
sinais contrários, temos que testar se eles não estão se anulando. A hipótese nula seria dada
por: µ0 + µ1 = 0 e como obtivemos o valor de 0,6443, não rejeitamos essa hipótese e dessa
forma podemos afirmar que a elasticidade preço não foi relevante na formação dos preços
dessa ação, em conformidade com o parágrafo anterior.
Com o objetivo de confirmar a ausência de significância das variáveis, realizamos
teste conjunto com os quatro coeficientes aplicando o teste Wald para a Equação III.3,
podendo verificar a seguinte hipótese nula: H0: 0 = 1 = = 1 = 0. O resultado mostrou
que a significância conjunta dessas variáveis apresentou um p-valor de 0,7904, fazendo com
que a hipótese nula não seja rejeitada, ou seja, as variáveis relacionadas a taxa de câmbio
conjuntamente não contribuíram para explicar a variável dependente.
Dessa forma, as supracitadas variáveis não são importantes no modelo e o efeito
assimétrico entre valorização e desvalorização da taxa de câmbio não afetaram o retorno real
da ação da empresa Eletrobras.
Com o intuito de isolar o efeito dos valores extremos superiores, foi incluída a
segunda variável dummy D2t na equação III.4 de forma a ser atribuído o valor 0 para os
valores Et menores ou iguais a X e 1 para valores de Et maiores a X, sendo X o valor tal que
16% das observações são maiores que X.
rt = 0 + 2D2t + 0Rt + 2Rt D2t + 0Et + 2Et D2t + µ0Et2
+ µ2Et2D2t + εt (III.4)
27
Tabela III.4
Resultados da Estimação da Equação III.4
Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor
constante -0.0024 0.0069 0.7288
D2t 0.0700 0.0371 0.0609
Rt 0.9124 0.0778 0.0000
RtD2t -0.4810 0.2113 0.0241
Et 0.2558 0.4501 0.5706
EtD2t -3.3967 1.1316 0.0031
Et2 2.3357 5.5831 0.6762
Et2D2t 11.1873 7.1381 0.1189
Observações 180
P-Valor ( Estatística F) 0.0000
R2 0.5435
R2 Ajustado 0.5249
Durbin-Watson 1.4397
*Calculado com a correção de Newey-West
A Tabela III.4 evidencia que as variáveis D2t, e EtD2t, , individualmente, estão com um
p-valor significante, porém as variáveis que expressam as oscilações cambiais Et2 e
Et2D2t não
apresentaram um p-valor significativo.
Nesta equação o coeficiente de exposição cambial é dado por: 0 + 1. Desta forma,
optamos por testar se o resultado dessas duas variáveis somadas seria igual a zero, obtendo
um p-valor igual a 0,0103, indicando que rejeitamos a hipótese nula. Logo, essas variáveis,
em conjunto, são significativas e concluímos que neste cenário, os valores 16% superiores da
taxa de câmbio nominal explicam o preço das ações da Eletrobras.
Com o objetivo de confirmar a significância das variáveis, testamos em conjunto os
quatro coeficientes aplicando o teste Wald para a equação III.4, podendo verificar a seguinte
hipótese nula: H0: 0 = 1 = = 1 = 0. O resultado apresentado no teste Wald para a
significância conjunta dessas variáveis foi um p-valor de 0,0296, fazendo com que a hipótese
nula seja rejeitada, ou seja, as variáveis relacionadas à taxa de câmbio conjuntamente
contribuem para explicar a variável dependente, com um R2-ajustado igual a 0,5249. Dessa
28
forma, as supracitadas variáveis são importantes no modelo e o efeito dos valores superiores
extremos da taxa de câmbio afetou o retorno real da ação da empresa Eletrobras.
Analisando o comportamento da dummy D2t para os períodos em que D2t = 0 , ou seja,
valores menores do que os 16% maiores da amostra, podemos observar o impacto através do
coeficiente de Et. Para os valores de D2t = 1, ou seja, os valores 16% maiores da amostra, a
influência seria dada pela soma dos coeficentes de Et e EtD2t. Ao realizar esse teste acima,
podemos observar um impacto positivo da taxa de câmbio de 0,26 no retorno real da
Eletrobras para os valores menores do que os 16% maiores da amostra e um impacto negativo
de 3,14 para os valores 16% maiores da amostra. Essa análise será repetida nesse estudo para
as dummies que apresentarem significância no modelo, seja individualmente ou através do
teste Wald.
Posteriormente, para isolar o efeito dos valores extremos inferiores, foi incluída a
terceira variável dummy D3t na equação III.5 de forma a ser atribuído o valor 0 para os
valores Et maiores ou iguais a X e 1 para valores de Et menores a X, sendo X o valor tal que
16% das observações são menores que X.
rt = 0 + 3D3t + 0Rt + 1Rt D3t + 0Et + 3Et D3t + µ0Et2
+ µ1Et2D3t + εt (III.5)
29
Tabela III.5
Resultados da Estimação da Equação III.5
Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor
constante -0.0029 0.0068 0.6676
D3t 0.1592 0.0700 0.0242
Rt 0.8576 0.0998 0.0000
RtD3t -0.9084 0.3751 0.0165
Et -0.5534 0.3571 0.1230
EtD3t 3.9635 1.5665 0.0123
Et2 2.9836 2.0324 0.1439
Et2D3t 267.8168 117.3677 0.0237
Observações 180
P-Valor ( Estatística F) 0.0000
R2 0.5318
R2 Ajustado 0.5127
Durbin-Watson 1.4137
*Calculado com a correção de Newey-West
A Tabela III.5 evidencia que as variáveis: D3t, EtD3t e Et2D3t , individualmente,
apresentaram um p-valor com significância.
Nesta equação o coeficiente de exposição cambial é dado por: 0 + 3. Desta forma,
optamos por testar se o resultado dessas duas variáveis somadas seria igual a zero, obtendo
um p-valor igual a 0,0019, indicando que rejeitamos a hipótese nula. Logo, essas variáveis,
em conjunto, são significativas e concluímos que os valores extremos inferiores também
afetaram o preço das ações da Eletrobras.
Levando em consideração os coeficientes de Et2
e Et2D1t (µ0 e µ3) e a hipótese nula
dada por: µ0 + µ3 = 0, obtivemos o valor de 0,0070, de forma que rejeitamos essa hipótese,
sugerindo que a oscilação cambial teve impacto na formação dos preços dessa ação.
Novamente, com o objetivo de confirmar a significância das variáveis, realizamos
teste com os quatro coeficientes aplicando o teste Wald para a Equação III.5, podendo
verificar a seguinte hipótese nula: H0: 0 = 3 = = 3 = 0. O resultado apresentado no teste
Wald para a significância conjunta dessas variáveis foi um p-valor de 0,0135, fazendo com
que a hipótese nula seja rejeitada, ou seja, as variáveis relacionadas a taxa de câmbio
30
conjuntamente contribuem para explicar a variável dependente, com um R2-ajustado igual a
0,5127.
Dada a significância dos coeficientes da exposição cambial, analisando o
comportamento da dummy D3t para os períodos em que D3t = 0 , ou seja, valores 16%
menores da amostra, podemos observar o impacto através do coeficiente de Et. Para os valores
de D3t = 1, ou seja, os valores maiores do que os 16% menores da amostra, a influência seria
dada pela soma dos coeficentes de Et e EtD3t. Ao realizar esse teste acima, podemos observar
um impacto negativo da taxa de câmbio de 0,55 no retorno real da Eletrobras para os valores
16% menores da amostra e um impacto positivo de 3,41 para os valores maiores do que os
16% menores da amostra.
Dessa forma, as supracitadas variáveis são importantes no modelo e o efeito dos
valores extremos inferiores da taxa de câmbio afetaram o retorno real da ação da empresa
Eletrobras.
Segundo Giambiagi e Villela (2005), em janeiro de 1999, o Brasil enfrentou uma
grave e inevitável desvalorização cambial, tendo como conseqüência a mudança de taxa de
câmbio fixa para flutuante. O panorama começou a mudar com a nomeação de Armínio Fraga
para o posto de presidente do Banco Central. Foram adotadas duas providências: elevação da
taxa de juros e adoção do sistema de metas de inflação, que há anos vinha sendo adotado em
diversos países. Neste cenário será introduzida a seguir uma nova dummy referente à mudança
da política de câmbio para análise de sua relevância na definição do retorno das ações.
Dessa forma, na equação III.6, foi incluída a variável dummy D4t em que foi atribuído
o valor 0 para os valores Et de janeiro de 1995 até janeiro de 1999 e 1 para valores de Et a
partir de fevereiro de 1999 até dezembro de 2009.
rt = 0 + 4D4t + 0Rt + 4Rt D4t + 0Et + 4Et D4t + µ0Et2
+ µ4Et2D4t + εt (III.6)
31
Apresenta-se a seguir os resultados obtidos na Tabela III.6:
Tabela III.6
Resultados da Estimação da Equação III.6
Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor
constante 0.0019 0.0111 0.8625
D4t -0.0073 0.0130 0.5759
Rt 0.9822 0.0792 0.0000
RtD4t -0.2334 0.1542 0.1319
Et -1.9564 0.9435 0.0396
EtD4t 1.7399 0.9726 0.0754
Et2 6.4384 15.3897 0.6762
Et2D4t -5.2490 15.4565 0.7346
Observações 180
P-Valor ( Estatística F) 0.0000
R2 0.5308
R2 Ajustado 0.5117
Durbin-Watson 1.4608
*Calculado com a correção de Newey-West
As variáveis explicativas Et e EtD4t apresentam significância estatística quando
analisadas individualmente e, como seus coeficientes apresentaram sinais contrários, vamos
realizar o teste onde, H0: 0 + 4 = 0. Como resultado deste teste, obtivemos um p-valor de
0,0765 e, logo, rejeitamos a hipótese nula, mostrando que a exposição cambial, neste cenário,
impactou no preço das ações da Eletrobras.
Como as variáveis Et2
e Et2D4t também apresentam sinais contrários, seguimos o
mesmo raciocínio onde, H0 : + 4 = 0 . O resultado aponta um p-valor igual a 0,6336 não
rejeitando a hipótese nula e portanto, mostrando que a volatilidade da exposição cambial não
é significativa na explicação dos preços das ações.
Diante da contradição acima, aliado ao fato da Eletrobras deter grande parte de seus
recebíveis atrelados ao dólar, optamos por testar todos esses parâmetros em conjunto (H0: 0
= 4 = = 4 = 0), na tentativa de melhorar o resultado, sendo obtido um p-valor igual a
0,0001, ou seja, rejeitando a hipótese nula, podendo considerar que essas variáveis em
32
conjunto foram importantes na explicação do preço da ação. Portanto, a exposição cambial e a
volatilidade do câmbio, juntas, foram relevantes na determinação do retorno da ação.
De acordo com a significância encontrada pelo teste descrito acima, verificando o
comportamento da dummy D4t para os períodos em que D4t = 0 , ou seja, valores até janeiro
de 1999, o impacto é dado pelo coeficiente de Et. Para os valores de D4t = 1, ou seja, valores a
partir de fevereiro de 1999, o impacto seria dado pela soma dos coeficentes de Et e EtD4t. Ao
realizar esse teste acima, podemos observar um impacto negativo da taxa de câmbio de 1,96
no retorno real da Eletrobras para os valores até janeiro de 1999 e um impacto negativo de
0,22 para os valores a partir de fevereiro de 1999.
Consideramos também, em nossa análise, a crise global ocorrida em 2002. Segundo
Giambiagi (2005), os problemas econômicos de 2002 refletiam, em parte, uma crise de
desconfiança à incerteza em torno do que ocorreria com a política econômica a partir de 2003,
com a posse do novo governo. Três indicadores, ligados entre si, captaram com toda
intensidade essa incerteza. Primeiro, o risco-país, medido pelos C-bonds, atingiu mais de
2000 pontos-base, depois de se apresentar um pouco mais de 700 pontos em março daquele
ano. Segundo, a taxa de câmbio que em março de 2002, fechara a R$ 2,32 – mesma cotação
de final de 2001 – chegou a R$ 3,89 no final de setembro, último dia útil das eleições
(representando um aumento da cotação cambial de 68% em seis meses). Por último, a
expectativa da inflação para 2003 elevou-se dramaticamente a partir de setembro.
Conforme os fatos mencionados acima, introduzimos a variável dummy D5t de forma
que a dummy assuma o valor 1 para todos os meses do ano de 2002 e o valor 0 para todos os
demais períodos.
Apresenta-se a seguir a equação III.7 a ser estimada:
rt = 0 + 5D5t + 0Rt + 5Rt D5t + 0Et + 5Et D5t + µ0Et2
+ µ5Et2D5t + εt (III.7)
33
Apresenta-se a seguir na Tabela III.7 os resultados obtidos da equação acima:
Tabela III.7
Resultados da Estimação da Equação III.7
Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor
constante -0.0070 0.0058 0.2298
D5t 0.0393 0.0247 0.1140
Rt 0.8625 0.0919 0.0000
RtD5t 0.2021 0.2532 0.4258
Et -0.0420 0.2164 0.8464
EtD5t -0.2221 0.5135 0.6659
Et2 0.8495 1.3652 0.5346
Et2D5t -7.3347 5.5937 0.1915
Observações 180
P-Valor ( Estatística F) 0.0000
R2 0.5302
R2 Ajustado 0.5110
Durbin-Watson 1.4788
*Calculado com a correção de Newey-West
Esta equação demonstra a ausência de significância estatística das variáveis: Et, EtD5t,
Et2
e Et2D5t , quando analisadas individualmente. Sendo assim, seguimos o modelo das
equações anteriores e testamos as variáveis Et e EtD5t em conjunto e posteriormente as
variáveis Et2
e Et2D5t em conjunto, não havendo significância em ambas as situações.
Passamos à análise das quatro variáveis concomitantemente (H0: 0 = 5 = = 5 = 0),
sendo neste caso rejeitada a hipótese nula, o que sugere que estas variáveis foram importantes
neste cenário, ou seja, a exposição cambial e a volatilidade do câmbio provavelmente
influenciaram no retorno real da ação da empresa Eletrobras, com um R2-ajustado igual a
0,5110.
Conforme a significância calculada acima pelo teste Wald, estudaremos o
comportamento da dummy D5t para os períodos em que D5t = 0 , ou seja, valores para os anos
1995 a 2009, com exceção do ano de 2002, de forma que esse impacto seja representado pelo
coeficiente de Et. Para os valores de D5t = 1, ou seja, valores para o ano de 2002, o impacto
34
seria dado pela soma dos coeficentes de Et e EtD5t. Calculando esse teste acima, podemos
observar um impacto negativo da taxa de câmbio de 0,04 no retorno real da Eletrobras para os
valores durante os anos de 1999 a 2009, extraindo o ano de 2002, e um impacto negativo de
0,26 para os valores no ano de 2002.
A seguir, serão consideradas na Equação III.8 a inclusão de todas as variáveis
independentes e as dummies citadas, apresentando os resultados na Tabela III.8:
rt = 0 + 1D1t + 2D2t + 3D3t + 4D4t + 5D5t + 0Rt + 1Rt D1t + 2Rt D2t + 3Rt D3t + 4Rt
D4t + 5Rt D5t + 0Et + 1Et D1t+ 2Et D2t + 3Et D3t +4Et D4t +5Et D5t + µ0Et2
+ µ1Et2D1t +
µ2Et2D2t
+ µ3Et
2D3t+ µ4Et
2D4t + µ5Et
2D5t + εt (III.8)
35
Tabela III.8
Resultados da Estimação da Equação III.8
Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor
constante 0.0322 0.0258 0.2153
D1t -0.0441 0.0306 0.1519
D2t 0.0564 0.0689 0.4141
D3t 0.1542 0.0828 0.0644
D4t -0.0059 0.0178 0.7397
D5t 0.0357 0.0215 0.0983
Rt 0.9171 0.2042 0.0000
RtD1t 0.0687 0.2020 0.7343
RtD2t -0.6503 0.4274 0.1302
RtD3t -0.4444 0.5882 0.4510
RtD4t -0.0938 0.2176 0.6671
RtD5t 0.2665 0.2342 0.2570
Et 0.3809 1.7132 0.8243
EtD1t 1.2176 2.8316 0.6678
EtD2t -4.7075 2.7703 0.0913
EtD3t 3.5320 2.4365 0.1492
EtD4t 1.9003 1.2427 0.1283
EtD5t -0.1458 0.5571 0.7939
Et2 38.2449 33.0408 0.2488
Et2D1t -83.7431 72.9799 0.2529
Et2D2t 56.5047 68.9798 0.4140
Et2D3t 87.2322 215.9237 0.6868
Et2D4t -0.2052 19.9278 0.9918
Et2D5t -2.2838 5.7686 0.6927
Observações 180
P-Valor ( Estatística F) 0.0000
R2 0.5789
R2 Ajustado 0.5169
Durbin-Watson 1.5265
*Calculado com a correção de Newey-West
A maior parte das variáveis acima quando analisadas individualmente não apresentam
significância estatística. Desta forma, procedemos o teste de Wald no qual estaremos se esses
parâmetros são iguais a zero (H0: 0 1 2 34 =5 = 0) e (H0: 0 1 2 3
36
4 4 0), onde o p-valor alcançado foi de 0,1617 e 0,2946 respectivamente, ou seja, ambos
não conseguiram rejeitar a hipótese nula.
Procedemos em seguida a um novo teste com todas as variáveis em conjunto, onde H0:
1 = 2 = 3 = 4 =0 =1 =2 = 3 = 0 = 1 = 2 = 3 = 4 = 0. Neste caso, obtivemos p-
valor igual a 0,0001, o que nos levou a rejeitar a hipótese nula. Sendo assim, podemos sugerir
que todas as variáveis, quando analisadas em conjunto, impactaram no preço das ações da
Eletrobras.
Com o intuito de analisar a influência do preço da ação no período anterior sobre o
período atual e um possível problema de endogeneidade foram realizadas as equações III.9 e
III.10 respectivamente.
Dessa forma, na equação III.8 foi introduzida a variável rt-1 como variável explicativa
e estimamos a regressão em MQO.
rt = 0 + 1D1t + 2D2t + 3D3t + 4D4t + 0Rt + 1Rt D1t + 2Rt D2t + 3Rt D3t + 4Rt D4t
+5Rt D5t + 0Et + 1Et D1t+ 2Et D2t + 3Et D3t + 4Et D4t+ 5Et D5t + µ0Et2
+ µ1 Et2D1t +
µ2Et2D2t
+ µ3Et
2D3t+ µ4Et
2D4t+ µ5Et
2D5t+δrt-1 + εt (III.9)
Apresenta-se a seguir na Tabela III.9 os resultados obtidos da equação acima:
37
Tabela III.9
Resultados da Estimação da Equação III.9
Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor
constante -0.031432 0.039783 0.4307
D1t -0.030679 0.047628 0.5204
D2t 0.264276 0.110199 0.0177
D3 0.090653 0.137241 0.5099
D4t 0.058599 0.027525 0.0348
D5t -0.03648 0.040379 0.3677
Rt 0.245905 0.319578 0.4428
RtD1t -0.420068 0.308758 0.1757
RtD2t -0.008416 0.516531 0.987
RtD3t 0.2352 0.925708 0.7998
RtD4t -0.068247 0.309722 0.8259
RtD5t 0.906802 0.791224 0.2535
Et 10.18193 3.284181 0.0023
EtD1t -2.765489 2.691539 0.3058
EtD2t -11.32592 3.693687 0.0026
EtD3t 0.976614 3.80018 0.7975
EtD4t -5.573589 2.589756 0.0329
EtD5t -0.086662 1.156289 0.9404
Et2 60.41246 67.4701 0.372
Et2D1t -259.2475 127.2405 0.0433
Et2D2t 217.2698 104.7139 0.0397
Et2D3t -289.1594 322.7889 0.3717
Et2D41 9.523509 49.30607 0.8471
Et2D5t 15.86392 10.31483 0.1261
rt-1 0.258523 0.10972 0.0197
Observações 180
P-Valor ( Estatística F) 0.0026
R2 0.2527
R2 Ajustado 0.1363
Durbin-Watson 1.9886
*Calculado com a correção de Newey-West
38
Como podemos verificar, na equação acima, o p-valor apresentado foi igual a 0,5278,
o que sugere que a variável correspondente ao preço da ação defasado não foi significativa
para explicar o retorno da ação da Eletrobrás.
Logo a seguir estimamos a equação III.10 que considera as variáveis explicativas
defasadas, os resultados são encontrados na tabela III.10:
rt = 0 + 1D1t-1 + 2D2t-1 + 3D3t-1 + 4D4t-1+ 5D5t-1 + 0Rt-1 + 1Rt-1 D1t-1 + 2Rt-1 D2t-1 +
3Rt-1 D3t-1 + 4Rt-1 D4t-1+ 5Rt-1 D5t-1 + 0Et-1 + 1Et-1 D1t-1+ 2Et-1 D2t-1 + 3Et-1 D3t-1 +4Et-1
D4t-1+5Et-1 D5t-1+ µ0Et-12
+ µ1Et-12D1t-1 + µ2Et-1
2D2t-1
+ µ3Et-1
2D3t-1+ µ4Et-1
2D4t-1 + µ5Et-1
2D5t-
1+ εt (III.10)
39
Tabela III.10
Resultados da Estimação da Equação III.10
Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor
constante -0.0222 0.0402 0.5805
D1t-1 -0.0430 0.0480 0.3722
D2t-1 0.2808 0.1116 0.0129
D3t-1 0.1301 0.1382 0.3479
D4t-1 0.0556 0.0279 0.0479
D5t-1 -0.0261 0.0407 0.5220
Rt-1 0.4939 0.3061 0.1087
Rt-1D1t-1 -0.4146 0.3133 0.1876
Rt-1D2t-1 -0.1588 0.5200 0.7604
Rt-1D3t-1 0.1190 0.9379 0.8992
Rt-1D4t-1 -0.1083 0.3138 0.7304
Rt-1D5t-1 0.9928 0.8019 0.2176
Et-1 10.2920 3.3317 0.0024
Et-1D1t-1 -2.4637 2.7277 0.3678
Et-1D2t-1 -12.4927 3.7137 0.0010
Et-1D3t-1 1.9000 3.8350 0.6210
Et-1D4t-1 -5.1583 2.6214 0.0509
Et-1D5t-1 -0.0998 1.1731 0.9323
Et-12 68.6972 68.3606 0.3165
Et-12D1t-1 -279.5899 128.7977 0.0315
Et-12D2t-1 231.3033 106.0683 0.0307
Et-12D3t-1 -263.6672 327.3100 0.4217
Et-12D4t-1 10.3972 50.0234 0.8356
Et-12D5t-1 15.0790 10.4597 0.1514
Observações 180
P-Valor ( Estatística F) 0.0000
R2 0.2258
R2 Ajustado 0.1109
Durbin-Watson 1.8275
*Calculado com a correção de Newey-West
Considerando-se este modelo onde mostramos todas essas variáveis explicativas
defasadas em um período, verificamos uma melhora, como pode ser visto nos resultados
apontados na tabela acima em que as variáveis explicativas D2t-1, D4t-1, Et-1, EtD2t-1, EtD4t-1,
40
Et2D1t-1 e Et
2D2t-1 foram significativas. Podemos verificar que na regressão III.10 a variável da
desvalorização do câmbio, Et-1, foi fortemente significativa, contribuindo consideravelmente
para explicar o retorno real da Eletrobras.
Diante disso, a fim de continuar aprimorando o modelo acima, optamos pela estimação
da equação III.11, na qual incluímos tanto as variáveis explicativas defasadas quanto a
variável dependente defasada, os resultados estão demonstrados na Tabela III.11:
rt = 0 + 1D1t-1 + 2D2t-1 + 3D3t-1 + 4D4t-1 +5D5t-1 + 0Rt-1 + 1Rt-1 D1t-1 + 2Rt-1 D2t-1 +
3Rt-1 D3t-1 + 4Rt-1 D4t-1 +5Rt-1 D5t-1 + 0Et-1 + 1Et-1 D1t-1+ 2Et-1 D2t-1 + 3Et-1 D3t-1 + 4Et-1
D4t-1 + 5Et-1 D5t-1 + µ0Et-12
+ 4Et-1 D4t-1 µ1 + Et-12D1t-1 + µ2Et-1
2D2t-1
+ µ3Et-1
2D3t-1+ µ4Et-
12D4t-1+ µ5Et-1
2D5t-1 + δrt-1 +εt (III.11)
41
Tabela III.11
Resultados da Estimação da Equação III.11
Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor
Constant -0.031432 0.039783 0.4307
D1t-1 -0.030679 0.047628 0.5204
D2t-1 0.264276 0.110199 0.0177
D3t-1 0.090653 0.137241 0.5099
D4t-1 0.058599 0.027525 0.0348
D5t-1 -0.03648 0.040379 0.3677
Rt-1 0.245905 0.319578 0.4428
Rt-1D1t-1 -0.420068 0.308758 0.1757
Rt-1D2t-1 -0.008416 0.516531 0.987
Rt-1D3t-1 0.2352 0.925708 0.7998
Rt-1D4t-1 -0.068247 0.309722 0.8259
Rt-1D5t-1 0.906802 0.791224 0.2535
Et-1 10.18193 3.284181 0.0023
Et-1D1t-1 -2.765489 2.691539 0.3058
Et-1D2t-1 -11.32592 3.693687 0.0026
Et-1D3t-1 0.976614 3.80018 0.7975
Et-1D4t-1 -5.573589 2.589756 0.0329
Et-1D5t-1 -0.086662 1.156289 0.9404
Et-12 60.41246 67.4701 0.372
Et-12D1t-1 -259.2475 127.2405 0.0433
Et-12D2t-1 217.2698 104.7139 0.0397
Et-12D3t-1 -289.1594 322.7889 0.3717
Et-12D4t-1 9.523509 49.30607 0.8471
Et-12D5t-1 15.86392 10.31483 0.1261
rt-1 0.258523 0.10972 0.0197
Observações 180
P-Valor ( Estatística F) 0.0026
R2 0.2527
R2 Ajustado 0.1363
Durbin-Watson 1.9886
*Calculado com a correção de Newey-West
Verificando a tabela anterior podemos observar que a inclusão do preço da ação com
defasagem como variável explicativa melhorou ainda mais o modelo, fazendo com que as
42
variáveis de exposição cambial, Et-1 , Et D2t-1 e Et D4t-1, e oscilação cambial, Et2D1t-1, Et
2D2t-1,
fossem significativas e que a variável dependente rt-1 também fosse significativa, o que
sugere que o preço da ação da Eletrobras defasado explica o retorno real da Eletrobras.
Passamos à análise de cinco parâmetros em conjunto, sendo realizado o teste Wald
para duas hipóteses (H0: 0 1 2 3 4= 0) e (H0: 0 1 2 3 = 4 = 0),
chegando a um p-valor de 0,0000 e 0,0248 respectivamente, e dessa forma rejeitamos ambas
as hipóteses nulas, sugerindo que essas variáveis seriam significativas neste modelo.
Em seguida realizamos um teste conjunto com todas essas variáveis Rt D2t, Rt D3t-1, Rt
D4t-1, Et -1, Et D1t-1, Et D3t-1, Et D5t-1, Et-12, Et
2D3t-1 e Et
2D4t-1 que não eram significativas no
modelo, onde H0: 2 = 3 = 0 =1 =3 = 5 = 0 = 3 = 4 = 0. Como resultado deste teste,
obtivemos p-valor igual a zero, o que nos leva a rejeitar a hipótese nula. Cabe ressaltar que
assim como nos testes anteriores, a análise conjunta das variáveis muitas vezes ganha poder
estatístico quando comparado à análise das variáveis individualmente.
Tendo em vista o acima exposto, podemos verificar que a inclusão das variáveis
explicativas com defasagem e também do preço da ação defasado melhorou os resultados, o
que sugere que o preço da ação defasado teve impacto na explicação do retorno real do preço
da ação da Eletrobras, sugerindo a presença de endogeneidade na equação III.8.
Por fim, como podemos observar nos cálculos realizados nesse presente estudo, a
variação da taxa de câmbio, no período analisado, explicou o retorno real da Eletrobras de
forma com que essa empresa sofra impacto da oscilação cambial na sua carteira. Atualmente
as empresas no mundo todo estão mais conscientes desse fato, administrando melhor sua
carteira e tentando reduzir esse impacto através do maior uso de derivativos. Essa mencionada
técnica de hedge teve maior adoção principalmente a partir da transição do regime de câmbio
fixo para flutuante em 1999 que trouxe enormes variações negativas para o balanço
patrimonial de muitas empresas.
43
IV – Conclusões
Nesta dissertação analisamos a relação existente entre o retorno real das ações das
Centrais Elétricas Brasileiras S.A. - Eletrobras e a oscilação das taxas de câmbio. Devido a
intensas variações no fluxo de caixa de empresas, cada vez mais cresce a importância de se
mensurar como a volatilidade da taxa de câmbio afeta o retorno de uma empresa. Atualmente,
a avaliação dessa exposição para as empresas tornou-se muito relevante e definitiva para
obtenção de liberações financeiras e estimação do seu valor contábil e econômico, bem como
para determinação de sua política de gerenciamento de riscos.
Diversos autores internacionais têm escrito a respeito desse tema e os textos abordados
no Capítulo II, Koutmo e Martin (2005), Dominguez e Tesar (2006) e Doidge, Griffin e
Williamson (2006), concluíram que alterações na taxa de câmbio geram impacto nos
demonstrativos econômico e financeiro das empresas, sendo este impacto diretamente
proporcional do grau de exposição, estando relacionado à atividade fim da empresa, sua
inserção no comércio exterior e sua política de proteção cambial.
No presente estudo, a equação base mostrou ausência de significância para a variável
taxa de câmbio relativa ao preço da ação da empresa. Porém, ao levarmos em consideração
variáveis dummies relativas a momentos marcantes de nossa economia, encontramos
resultados demonstrando a existência de relação entre a exposição cambial e a oscilação do
câmbio no retorno real da ação da Eletrobras, principalmente quando analisamos as variáveis
em conjunto. Visando a melhora do modelo incluímos a variável dependente defasada e as
44
variáveis explicativas defasadas que, quando analisadas em uma mesma equação, apontaram
resultados mais significativos, sugerindo que nesse estudo, no período de janeiro de 1995 a
dezembro de 2009, a oscilação da taxa de câmbio influenciou o retorno real das ações da
Eletrobras.
Vale mencionar que algumas empresas brasileiras renomadas sofreram sérios danos
em setembro de 2008 em seus resultados financeiros em virtude de especulação no mercado
de derivativos, utilizando o mecanismo de hedge para obtenção de lucros que não eram
relacionados à sua atividade fim. A Eletrobras iniciou a prática de derivativos em 2008,
justamente no momento dessa crise, para atenuar sua exposição cambial e desde então vem
adquirindo experiência. Porém, não consideramos nesta análise as operações de hedge em
derivativos realizadas pela empresa por ser uma prática nova e a abertura dessa posição ser
complicada, já que muitas empresas consideram essas informações como sigilosas.
Por fim, o comportamento das variáveis dummies apontou em sua maior parte um
impacto negativo da desvalorização cambial no retorno real da Eletrobras, ou seja, a
desvalorização cambial gera perdas no resultado financeiro dessa empresa. Essa conclusão é
contraditória aos resultados da Eletrobras, pois conforme o Relatório Anual da Eletrobrás de
2008, a desvalorização do real em relação ao dólar e o fato de deter recebíveis, indexados ao
dólar, fez com que a Eletrobrás gerasse uma receita líquida positiva de R$ 4,3 bilhões
decorrente da variação cambial, contra uma perda de R$ 3,0 bilhões em 2007.
45
V – Apêndice
Neste apêndice exemplificamos as estatísticas descritivas do Retorno Real da
Eletrobras PNB, do Retorno Real do Ibovespa e da Desvalorização Cambial nas tabelas A1,
A2 e A3 respectivamente.
Tabela A1 - Estatísticas Descritivas do Retorno Real da Eletrobras PNB (%)
Período Média
Desvio
Padrão Mínimo Máximo Mediana
1995-2009 0,20 10,55 -30,05 26,63 0,23
1995 -1,49 14,44 -25,77 21,82 -2,07
1996 1,78 6,54 -13,07 12,83 2,50
1997 3,19 10,00 -17,41 13,62 5,29
1998 -6,65 15,45 -30,05 22,84 -8,10
1999 2,73 13,17 -16,06 26,63 4,34
2000 -1,30 10,13 -15,11 18,84 -2,64
2001 -1,80 9,04 -19,51 11,61 -1,02
2002 -3,28 11,72 -14,99 18,75 -7,60
2003 5,91 11,94 -19,88 24,40 4,88
2004 -0,44 12,06 -22,86 16,73 0,12
2005 0,13 9,60 -19,40 17,99 0,18
2006 1,74 7,40 -11,40 11,13 3,80
2007 0,38 7,53 -14,74 10,99 -0,22
2008 0,50 6,27 -9,28 8,67 0,60
2009 1,64 7,71 -3,10 21,56 -1,39
46
Tabela A2 - Estatísticas Descritivas do Retorno Real do Ibovespa (%)
Período Média
Desvio
Padrão Mínimo Máximo Mediana
1995-2009 0,91 8,51 -28,70 22,25 2,48
1995 -1,98 10,84 -15,21 14,65 -2,12
1996 3,16 4,82 -7,05 10,85 2,86
1997 2,49 10,80 -26,23 12,33 5,71
1998 -2,54 14,13 -27,49 21,06 0,53
1999 5,36 9,76 -10,63 22,25 6,71
2000 -0,69 7,64 -13,07 11,11 0,18
2001 -1,45 9,66 -20,00 14,77 -2,42
2002 -2,70 5,94 -13,75 5,88 -3,56
2003 4,83 6,47 -11,96 13,10 5,23
2004 0,96 6,55 -14,95 9,37 1,92
2005 1,71 5,61 -8,99 9,69 3,01
2006 1,98 4,96 -10,50 8,24 3,27
2007 2,82 5,24 -7,92 10,33 3,89
2008 -4,85 10,07 -28,70 9,52 -6,44
2009 4,61 4,61 -1,93 13,08 3,45
Tabela A3 - Estatísticas Descritivas da Desvalorização Cambial (%)
Período Média
Desvio
Padrão Mínimo Máximo Mediana
1995-2009 0,39 4,37 -11,30 24,19 0,51
1995 1,00 2,12 -1,67 6,37 0,96
1996 0,58 0,15 0,26 0,81 0,56
1997 0,59 0,07 0,51 0,71 0,58
1998 0,63 0,03 0,58 0,70 0,63
1999 3,55 10,13 -11,30 24,19 1,43
2000 0,51 2,00 -2,24 3,57 0,72
2001 1,55 4,49 -7,47 6,22 2,95
2002 3,58 5,58 -6,22 13,00 3,74
2003 -1,81 4,22 -10,01 4,34 -2,30
2004 -0,61 2,87 -3,79 6,48 -1,21
2005 -1,47 2,76 -5,02 4,03 -1,67
2006 -0,50 2,15 -5,11 3,17 -0,40
2007 -1,55 2,45 -5,33 4,37 -2,27
2008 2,45 6,60 -2,61 18,85 -0,92
2009 -2,62 2,69 -6,80 1,55 -2,50
47
VI – Referências Bibliográficas
Adler, Michael e Dumas, Bernard. Exposure to currency risk: definition and measurement.
Financial Management, v.13, n.2, p.41-50, 1984.
Doidge, Carig; Griffin, John e Williamson, Rohan. Measuring the economic importance of
exchange rate exposure. Journal of Empirical Finance, v.13, n.4/5, p.550-576, 2006.
Dominguez, Kathryn M. E. e Tesar, Linda L. Exchange rate exposure. Jounal of International
Economics, v.68, n.1, p.188-218, 2006.
Eun, Cheol S. e Resnick, Bruce G. International Financial Management. 4.ed., p.192-257,
2007.
Giambiagi, Fabio e Villela, André. Economia Brasileira Contemporânea. Economia, 2.ed.,
v.1, n.1, p.176-194, 2005.
Koutmos, Gregory e Martin, Anna D. First and second-moment exchange rate exposure:
evidence from U.S.stock returns. The Financial Review, v.38, n.3, p. 455-471, 2003.