Custo de capital próprio e decisões de financiamento sob a

 Custo de capital próprio e decisões de financiamento sob a perspectiva da teoria de
market timing
Autoria: Renê Coppe Pimentel, Tatiana Albanez
Resumo
Com base na teoria de equity market timing este trabalho investigou a relação entre medidas
de custo de capital próprio e colocações públicas de ações no mercado de capitais brasileiro
no período 2000-2011. Analisou-se o comportamento temporal e interação dinâmica entre as
variáveis. Verificou-se haver relação unicamente de longo prazo entre as variáveis não sendo
encontradas evidências de causalidade entre colocações públicas de ações e custo de capital
próprio. Os resultados sugerem que as empresas brasileiras não aproveitam janelas de
oportunidade no mercado de capitais para a emissão de ações.
1
1. Introdução
Diversas teorias buscam encontrar os determinantes das decisões de financiamento
tomadas pelas empresas, ou seja, como elas decidem sobre quais fontes de recursos utilizar
para financiar suas oportunidades de investimento. Dentre estas teorias, destacam as teorias de
Trade-Off, Pecking Order e, mais recentemente, a teoria de Market Timing.
De acordo com Myers (2001), a teoria de trade-off enfatiza impostos e prediz que
empresas procuram níveis alvo de dívida que permitam balancear benefícios fiscais e custos
de dificuldades financeiras (financial distress), representados pelos custos de falência (ou
reorganização) e custos de agência. Segundo esta teoria, as empresas têm um nível-alvo de
dívida a ser ajustado gradualmente, sendo que quanto mais lucrativa, maior a utilização de
dívida como fonte de financiamento devido ao benefício fiscal obtido por meio desta forma de
captação.
Já a teoria de pecking order, desenvolvida por Myers e Majluf (1984) e Myers (1984),
não prediz um nível-alvo ou ótimo de capital. Segundo esta teoria, as empresas seguem uma
ordem hierárquica de preferências por tipos de financiamento, utilizando primeiramente
recursos internos, em segundo lugar recursos captados por meio de dívida e em último lugar
recursos captados por meio da emissão de ações.
Esta ordem está baseada na informação transmitida ao mercado por cada tipo de título
emitido, sendo preferíveis os títulos menos sensíveis à informação. Segundo a teoria, a
empresa irá optar pelo uso de dívida, ao invés de emitir ações, quando seus recursos internos
não forem suficientes para financiar seus dispêndios de capital. Assim, o nível de
endividamento irá refletir a necessidade acumulada da empresa por recursos externos.
Myers e Majluf (1984) afirmaram que, em seu modelo, a empresa sempre emite
dívida, caso seja necessário financiamento externo, e nunca emite ações, independentemente
de estar sobre ou subvalorizada. No entanto, ao citar alguns fatos sobre o comportamento
financeiro das empresas, Myers (1984) afirmou que as empresas tentam emitir ações quando
os preços dos títulos estão altos. Logo, considerando que necessitem de financiamento
externo, estarão mais propensas a emitir ações (ao invés de dívida) após aumento do preço
acionário, fato verificado por Taggart (1977), Marsh (1982) e outros autores.
Neste cenário, surge a teoria de equity market timing como uma alternativa para a
compreensão das decisões de financiamento tomadas pelas empresas, e é sob esta abordagem
que este trabalho se desenvolve. Atribui-se a teoria de market timing ao influente trabalho de
Baker e Wurgler (2002).
Baker e Wurgler (2002) definem equity market timing como a prática de emitir ações
quando a empresa considera que estejam sobrevalorizadas e recomprar quando se considera
que estejam subvalorizadas, com a intenção de explorar flutuações temporárias no custo do
capital próprio em relação ao custo de fontes alternativas de financiamento. Dessa forma, a
estrutura de capital seria o resultado acumulado de tentativas passadas de emitir ações em
momentos considerados favoráveis ou oportunos.
Segundo Baker e Wurgler (2002), no mundo de mercados eficientes e integrados de
Modigliani e Miller (1958), os custos de diferentes formas de captação não variam
independentemente e, portanto, não existiriam ganhos oriundos de uma troca oportuna entre
eles. No entanto, evidências empíricas, como as apresentadas logo a seguir, sugerem que o
market timing constitui um importante aspecto da política de financiamento das empresas.
É neste contexto que surge a questão de pesquisa a ser investigada: Há relação entre o
custo de capital próprio e as colocações públicas de ações no mercado de capitais brasileiro?
Dessa forma, o objetivo principal do trabalho é investigar a relação de longo prazo
entre medidas de custo de capital próprio e as colocações públicas de ações no mercado de
2
capitais brasileiro. A hipótese estudada é de que quanto menor o custo de capital próprio,
maior a captação de recursos via emissão de ações por empresas brasileiras. Assim, com base
na teoria de Market timing, busca-se mais especificamente investigar se as companhias
abertas brasileiras utilizam momentos favoráveis no mercado de capitais para colocação
pública de ações, com o intuito de aproveitar janelas de oportunidade.
O artigo é estruturado da seguinte forma: na seção 2 apresenta-se o referencial teórico
que dará suporte ao desenvolvimento do trabalho. Na seção 3 descreve-se a amostra, as
variáveis e os procedimentos metodológicos realizados. Na seção 4 apresentam-se os
resultados empíricos e na seção 5 apresentam-se as considerações finais.
2. Referencial teórico
Atribui-se a teoria de market timing ao influente trabalho de Baker e Wurgler (2002).
No entanto, trabalhos anteriores como Taggart (1977) e Marsh (1982) já haviam apontado a
tendência de as empresas emitirem ações quando o seu valor de mercado está alto em relação
ao seu valor patrimonial ou aos seus valores de mercado históricos, tentando aproveitar
janelas de oportunidade. Outros trabalhos também buscaram identificar tentativas de market
timing por meio da análise do desempenho do retorno acionário após a emissão.
Ritter (1991) analisou uma amostra de 1526 IPO’s (inicial public offering) de
empresas americanas no período 1975-1984 e confirmou que, no longo prazo, as ações destas
empresas sofrem sub-precificação, sendo que três anos após as empresas se tornarem
companhias abertas, seu desempenho acionário é inferior aos de empresas comparáveis por
tamanho e setor, o que é consistente com a ideia de que empresas se tornam abertas quando os
investidores estão excessivamente otimistas sobre o futuro potencial de determinados setores
e tentam aproveitar janelas de oportunidade.
O trabalho de Loughran e Ritter (1995) buscou analisar o desempenho acionário de
empresas americanas que realizaram IPO’s ou SEO’s (seasoned equity offering) nos anos de
1970 a 1990. Como em Ritter (1991), verificou-se que o retorno acionário destas empresas
após cinco anos da data da oferta apresentou baixo desempenho. Diante dos resultados,
Loughran e Ritter (1995) afirmam que a evidência é consistente com um mercado onde as
empresas tentam tirar vantagens das janelas de oportunidades temporárias, emitindo ações
quando estão sobrevalorizadas, sendo que, uma explicação plausível é a de que investidores
apostam e acreditam que podem encontrar uma ótima oportunidade de investimento.
Utilizando uma abordagem empírica diferente para examinar o comportamento de
market timing, Huang e Ritter (2009) analisaram os padrões das decisões de financiamento
externo de companhias abertas americanas no período 1964-2001 por meio de uma medida
direta para o prêmio de risco de mercado (Equity Risk Premium – ERP). Os autores
examinaram como mudanças nas condições de mercado alteram o comportamento financeiro
das empresas e impactam suas decisões de financiamento. Como proxies para condições de
mercado, além do ERP para custo de capital próprio, os autores utilizaram proxies para custo
da dívida (taxa de juros real), impostos, oportunidades de crescimento (crescimento real do
PIB) e assimetria informacional (baseada no retorno acionário em torno da emissão).
Huang e Hitter (2009) constatam que as proxies de condições de mercado utilizadas,
principalmente a proxy para custo de capital próprio (ERP), impactam significativamente as
decisões de financiamento das empresas analisadas. Consistente com a teoria de market
timing, as empresas financiam uma proporção maior do seu déficit de financiamento com a
emissão de ações quando o custo, medido pelo ERP, é baixo.
Baker e Wurgler (2002) explicitamente testam a teoria de market timing no mercado
norte-americano durante o período de 1968 a 1999. Os autores realizaram regressões tendo
como variável dependente a alavancagemi e como variável independente uma média histórica
3
do índice market-to-bookii. Esta variável independente é uma média ponderada pelo
financiamento externo dos índices passados de market-to-book da empresa que assume altos
valores para empresas que captaram recursos externos (dívida ou ações) quando seu índice
market-to-book encontrava-se elevado.
Verifica-se uma relação negativa persistente entre a alavancagem e valores de mercado
históricos, ou seja, quanto maior o valor de mercado histórico, menor a utilização de dívida e
maior a utilização de ações como forma de financiamento. A relação negativa encontrada se
mantém quando a alavancagem é medida em termos de valores contábeis ou de mercado,
mesmo quando são incluídas variáveis de controle conhecidas pela literatura como
importantes determinantes da estrutura de capital. Verifica-se ainda que a influência dos
valores de mercado históricos sobre a estrutura de capital persiste por mais de 10 anos.
Baker e Wurgler (2002) argumentaram que é difícil explicar este resultado dentro das
teorias tradicionais de estrutura de capital, como trade-off e pecking order, afirmando que
uma explicação para os resultados encontrados é a de que a estrutura de capital é determinada
pelo acúmulo de tentativas passadas de emitir títulos em momentos favoráveis de mercado
(“time the equity market”), não havendo, mesmo que teoricamente, um nível ótimo de
endividamento.
Após o trabalho de Baker e Wurgler (2002), muitos outros trabalhos foram realizados
com o objetivo de testar as hipóteses de market timing. Muitos destes trabalhos, realizados em
outros países, encontraram evidências a favor da teoria de market timing, como Alti (2006) e
Huang e Ritter (2009). No Brasil, poucos trabalhos foram desenvolvidos sob esta abordagem,
podendo ser citados os trabalhos de Brito (2003), Rossi Jr. e Jiménez (2008), Mendes et al
(2009) e Rossi Jr. e Marotta (2010).
Brito (2003) buscou avaliar o desempenho e a eficiência de fundos brasileiros
representativos do segmento de derivativos no contexto de seleção por market timing por
meio de um índice específico (Índice de Habilidade de Brito - IHB) proposto pelo autor para a
avaliação de desempenho dos fundos de gestão ativa. Segundo o autor, o IHB é definido como
a probabilidade de acerto da aposta ativa do gestor, mantendo-se o contexto do Modelo
Binomial Simples, onde os retornos excessivos representam os ganhos/perdas relativos do
fundo em relação à carteira benchmark, ou vice-versa, no caso de acerto/erro do gestor.
A amostra é composta por 32 fundos de derivativos disponíveis no mercado em 31 de
outubro de 1999 com uma série completa de observações na janela de 90 dias úteis de
cotações e rentabilidade nesta data, considerando-se aplicações no CDI como carteira
benchmark passiva. Neste contexto, o gestor de um fundo derivativo é modelado como
optando entre aplicar seus recursos no CDI ou fazer aplicações ativas e direcionais em outros
títulos. Os resultados mostram que dez fundos da amostra apresentaram IHB significativos
estatisticamente, no entanto, a ampla maioria dos fundos (22 fundos) não apresentou
significância para os IHB’s, indicando que poucos gestores apresentam capacidade de
previsão no segmento de fundos derivativos no Brasil.
Rossi Jr. e Jiménez (2008) testaram as proposições da teoria do market timing para
uma amostra de companhias abertas brasileiras no período de 1996 a 2006, objetivando
analisar se movimentos do custo de capital e a percepção das empresas sobre sua valoração
exerce um impacto sobre sua decisão acerca da estrutura de capital. Os autores encontram-se
evidências a favor da teoria de market timing. Empresas brasileiras financiam seu déficit de
fundos pela emissão de ações quando o custo de capital próprio é baixo e utilizam uma
quantidade menor do capital de terceiros quando o seu valor de mercado é alto em relação ao
seu valor patrimonial.
4
Mendes et al (2009) testaram a teoria de market timing para o mercado brasileiro no
período 1996-2002, fazendo uma adaptação do artigo de Baker e Wurgler (2002). Constata-se
que a alavancagem diminuiu no primeiro ano após as ofertas públicas iniciais (IPO), mas
cresceu novamente sem apresentar a persistência necessária para confirmar a teoria. O valor
de mercado não influenciou as variações na alavancagem, não corroborando os resultados
encontrados por Baker e Wurgler (2002).
Já o trabalho de Rossi Jr. e Marotta (2010) buscou analisar se o comportamento
relacionado à market timing afeta o volume de ações emitido na oferta pública inicial (IPO) e
se este comportamento exerce um impacto na estrutura de capital de empresas brasileiras no
período de janeiro de 2004 a dezembro de 2007.
Seguindo procedimentos semelhantes aos desenvolvidos por Alti (2006) as empresas
são separadas em dois grupos de acordo com o período onde foi realizada a emissão, sendo
que as empresas que realizaram emissões em períodos com uma alta concentração de
emissões (mercado “quente”) são identificadas como quentes e as empresas que realizaram
emissões em períodos de baixo volume de emissões (mercado “frio”) são classificadas como
frias.
Posteriormente buscou-se verificar se o grupo de empresas que vão a mercado em
momentos quentes ofertam um volume maior de ações do que as empresas que realizam IPO
em momentos considerados frios. Os resultados evidenciaram que as empresas emitem um
volume maior em períodos denominados como quentes, confirmando a tendência de as
empresas aproveitarem janelas de oportunidade para a emissão de ações.
Como evidenciado ao longo deste capítulo é possível encontrar evidências a favor e
contra a teoria de market timing, tanto em trabalhos realizados em outros mercados quanto em
trabalhos realizados no mercado brasileiro, o que ratifica a importância da investigação a
cerca do tema.
3. Variáveis, modelo empírico e estrutura temporal das variáveis
A análise é desenvolvia em termos agregados, incluindo o volume total de ofertas
públicas de ações e uma estimativa do custo de capital próprio médio de companhias abertas
brasileiras. O período de análise contempla dados entre o primeiro trimestre de 2000 e o
quarto trimestre de 2011, totalizando 48 observações trimestrais. A escolha do período se
deve a disponibilidade de dados nas bases utilizadas.
3.1 Estimativa do custo de capital próprio
Como estimativa que representa o custo de médio de capital próprio das empresas
brasileiras, foram utilizados metodologia e dados divulgados pelo CEMEC – Centro de
Estudos de Mercado de Capitais. O indicador de custo de capital próprio representa a prática
usual dos analistas de mercado, onde o prêmio de risco de mercado é “ex-post”, dado por uma
média de longo prazo do retorno de mercado do S&P500 contra um “risk-free” (dado pelo
retorno dos títulos do tesouro americano); os betas setoriais são benchmark do S&P500 e o
risco país é dado pelo Embi-BR (calculado pelo JP Morgan). O modelo geral para cálculo do
indicador de custo de capital próprio (Ke) é representado da seguinte forma:
(1)
Ke i ,t  K tRF   i PREM t  EMBI tBR
em que, Ke representa a estimativa do custo de capital próprio para a empresa i no
RF
trimestre t. Kt representa a taxa livre de risco medida pela taxa do T-Bond norte-americano

com maturidade de 10 anos. i é o beta médio desalavancado do setor americano,
considerando o S&P 500 como carteira de mercadoiii, alavancado pela alavancagem da
empresa brasileira i. PREM t é o prêmio de risco de mercado dado por uma média histórica de
5
BR
longo prazo de retorno do S&P 500 menos a taxa do T-Bond de 10 anos. EMBI t é a média
para o risco conjuntural do Brasil em determinado trimestre mensurado pelo EMBI Brasil.
Ao final do cálculo obtém-se primeiramente um indicador de custo de capital próprio
nominal na moeda americana. Eliminando-se a inflação americana, média dos últimos 10 anos
(CPI = 2,5% a.a.), obtém-se um indicador de custo de capital próprio real. Para a obtenção do
custo de capital próprio nominal de cada empresa em análise acrescenta-se ao indicador real,
anteriormente descrito, a mediana do IPCA segundo as expectativas Focus do Banco Central,
para o prazo máximo dessas expectativas.
A partir dos dados de custo de capital próprio por empresa, foi obtida uma média geral
para as empresas brasileiras sob a forte premissa de que os dados médios capturam a taxa
média esperada total, independente de fatores de liquidez das ações e/ou setores de atividades.
Dessa média foram obtidas estimativas em termos nominais (Ke_Nom) e em termos reais
(Ke_Real). Informações adicionais sobre a metodologia de estimação do custo de capital
podem ser obtidas em CEMEC (2010). Ressalta-se que esta abordagem metodológica está
baseada em Assaf Neto, Lima e Araújo (2008) e Damodaran (2010).
Como os dados são majoritariamente calculados com base em indicadores e variáveis
norte-americanas (apenas a alavancagem específica da empresa e o EMBI-BR são relativas ao
mercado local), foram analisados os comportamentos das estimativas de custo de capital
próprio em relação à taxa CDI, principal taxa de referência para ativos de renda fixa no país.
A Figura 1 ilustra graficamente a relação para as taxas nominais e reais da estimativa de custo
de capital próprio e da taxa de renda fixa. A diferença entre as taxas pode ser interpretada
como o “prêmio pelo risco” para ativos de renda variável (ações).
Taxas nominais (% ao trimestre)
Taxas reais (% ao trimestre)
Figura 1 - Comportamento temporal das estimativas de custo de capital próprio e taxas de juros
Considerando que os dados representam séries temporais, as variáveis, em termos
nominais e reais, foram submetidas ao teste de raiz unitária de Dickey-Fuller Aumentado
(ADF test), sugerindo que ambas (custo de capital próprio médio e taxa de juros) apresentam
raiz unitária e, portanto, são não-estacionárias no nível com nível de significância estatística
de 5%. A partir disso, buscou-se avaliar a existência de cointegração entre as variáveis e
causalidade de Granger. Foram aplicados testes de cointegração de Johansen e de causalidade
de Granger para as variáveis. O teste de cointegração é baseado em Johansen (1991; 1995) e é
estimado com base em duas medidas estatísticas: estatística de traço, trace e máximo
autovalor, max . Onde são testadas as hipóteses nulas de que o número de vetores de
cointegração é menor ou igual a r, contra a hipótese alternativa de que o número de vetores de
cointegração é maior que r.
6
Os resultados estão apresentados na Tabela 1, que sugere que as variáveis, tanto em
termos nominais quanto reais, são cointegradas (há relação de longo prazo entre as séries) e
que existe causalidade de Granger no sentido de que o custo de capital nominal é causagranger da taxa de juros nominal. Posto em outras palavras, uma redução do custo de capital
próprio antecede variações nas taxas de juros nominais. Essa tendência não se verifica na
análise das taxas reais, onde, nenhuma das variáveis pode ser considerada causa-granger da
outra com significância estatística.
Tabela 1 - Análise temporal das taxas de juros (CDI nominal e real) e custo de capital próprio
(Ke nominal e real)
ADF Test
-1.211
0.662
Teste de Cointegração
Trace Max-Eigen
Statistic
Statistic
None 20.416 a
19.498 a
CDI_Nom
-2.012
0.281
Most 1
KE_Real
-1.077
0.717
None
CDI_Real
-2.810
0.065
Most 1
Series
Taxas Nominais Ke_Nom
Taxas Reais
t-Stat
Prob.
Teste de Causalidade de Granger
Lag 1
Lag 2
Ke_Nom -> CDI_Nom
16.237 a
10.076 a
Lag 3
Lag 4
7.659 a
5.704 a
0.918
0.918
CDI_Nom -> Ke_Nom
0.043
0.931
0.675
0.495
24.654 a
23.555 a
Ke_Real -> CDI_Real
1.425
1.232
1.680
3.053 b
1.099
1.099
CDI_Real -> Ke_Real
0.419
0.676
1.153
1.888
Nota: Ke_Nom e Ke_Real representam o custo estimado de capital próprio em termos nominais e reais,
respectivamente. CDI_Nom e CDI_Real representam a taxa CDI em termos nominais e reais, respectivamente.
Todas as taxas são apuradas em termos trimestrais (custo de capital próprio médio no trimestre e taxa CDI
acumulada no trimestre). a, b e c representam significância estatística de 1%, 5% e 10%, respectivamente.
Os resultados sugerem haver relação de longo prazo entre os dados obtidos com base
em variáveis norte-americanas e variáveis locais. Como as colocações públicas de ações e
títulos de dívida no mercado doméstico levam em conta condições econômicas locais
(inclusive o custo de oportunidade de investidores e captadores), foram calculados os valores
do prêmio pelo risco para as ações no mercado local definido pela diferença entre o custo de
capital próprio e a taxa CDI (spread sobre o CDI); as taxas foram calculadas em termos
nominais e reais (Prem_Nom e Prem_Real, respectivamente).
Santos (2008) verificam que o impacto contemporâneo do mercado acionário no
mercado de títulos de dívida é negativo e de baixa intensidade. Porém, a relação inversa
(impacto do mercado de dívida mercado acionário) além de ser negativa, é estatisticamente
diferente de zero. Os resultados sugerem que os retornos dos mercados de dívida e acionário
se movem em direções opostas para equilibrar o fluxo de capitais. Porém considerando o
tamanho relativo entre os mercados, esse efeito é mais intenso quando medido o impacto da
taxa de longo prazo sobre os retornos acionários.
Os prêmios de mercado sobre a taxa CDI resultam em série estacionária, com valor de
estatística t do ADF teste de -3.666 para o spread nominal e -3.609 para o spread em termos
reais. Os resultados sugerem rejeição da hipótese nula de existência de raiz unitária na série
com nível de significância estatística de 1%, indicando que as séries podem ser consideradas
estacionárias em nível. O teste KPSS de estacionariedade (Kwiatkowski et al, 1992)
confirmou a condição de estacionariedade das séries com valor da estatística KPSS de 0.428
para o prêmio nominal e 0,488 para o prêmio real (valores críticos conforme Kwiatkowski et
al, 1992).
Assim, com base no comportamento temporal das variáveis e das evidências de Santos
(2008), as análises relacionando custo de capital próprio e colocações de ações foram
desenvolvidas utilizando a prêmio de risco pelos títulos de renda variável. Dito de outra
forma, a análise está baseada no custo de capital próprio definido em termos de spread sobre a
7
taxa CDI, minimizando, assim, efeitos relacionados às variações nas taxas básicas de juros na
economia brasileira.
3.2 Colocação pública de ações
Com base na literatura de market timing, três medidas foram utilizadas com o intuito
de mensurar as colocações (distribuições) públicas de ações:
(1)
Volume trimestral de colocações de ações (RV): inclui o valor total, em
milhões de reais, das operações primárias e secundárias de IPO (ofertas públicas iniciais de
ações) e follow-on (ofertas subsequentes de ações por companhias já listadas em bolsa). Os
dados foram obtidos no Informativo CVM, no site da instituição, e representam a total de
ofertas públicas de ações em um determinado trimestre. Nitidamente, no terceiro trimestre de
2010, ocorreu a enorme captação da Petrobras, valor muito acima de qualquer histórico de
colocação de ações no Brasil. Essa captação foi excluída da base devido a sua característica
peculiar e pelo fato de que grande parte foi subscrita pelo governo brasileiro com fluxos
futuros de recursos, portanto, sem ingresso efetivo de dinheiro na empresa ou no mercado.
(2)
Relação entre colocações de ações e colocações de títulos de renda fixa
(RV/RF). Segundo a literatura de market timing, os gestores estariam em constante
observação do mercado para encontrar a melhores alternativas de financiamento. Nesse
sentido, em momentos não favoráveis à colocação de ações, os gestores dariam preferência à
colocação de títulos de renda fixa caso a empresa necessitasse de recursos externos para
financiar suas oportunidades de investimento. Assim, para controlar as operações de
colocações de ações em relação à captação total, dividiu-se a variável “Volume trimestral de
colocações de ações” (RV) pelo volume trimestral de colocações de títulos de dívida no
mercado de capitais, que incluem debêntures, notas promissórias, fundos de investimento em
direitos creditórios (FIDCs) e certificados de recebíveis imobiliários (CRIs). A informação
sobre o volume total captado trimestralmente com as operações de renda fixa foi obtida junto
ao Informativo CVM.
(3)
Colocações de ações em relação ao PIB (RV/PIB). Além do custo de capital
próprio, diversos outros fatores podem influenciar na decisão de distribuição pública de ações,
sendo que o principal fator está relacionado às oportunidades de investimento derivadas de
perspectivas econômicas favoráveis. Dessa forma, utiliza-se a relação entre colocações de
ações divididas pelo PIB como forma de controlar as alterações nos volumes captados em
função das condições econômicas vigentes em cada período. O PIB trimestral utilizado é o
somatório, no respectivo trimestre, do PIB mensal corrente informado pelo BACEN (série
4380) estimado em milhões de reais.
A utilização de diferentes variáveis como medida de colocações de ações busca
controlar os resultados obtidos com dados brutos (captação total de ações). A relação entre
colocação de ações e de títulos de dívida (RV/RF) busca mensurar as colocações de ações
como instrumento concorrente às operações de financiamento por meio de dívida. Assim, os
gestores iriam emitir proporcionalmente mais ações quando houvesse vantagem percebida em
relação às operações de dívida. Já a relação entre colocações de ações e PIB (RV/PIB) busca
controlar os movimentos de captações em relação ao contexto econômico vigente à época.
Assim, um maior número de operações de ações seria feito quando houvesse cenário
econômico favorável que demandasse maiores investimentos e, consequentemente, maior
necessidade de captação.
As três variáveis (RV, RV/RF e RV/PIB) foram submetidas ao teste de raiz unitária de
Dickey Fuller Aumentado (ADF teste). Os valores estatísticos do teste-t para as variáveis RV,
RV/RF e RV/PIB foram, respectivamente -3,757, -4,895 e -3,546. Os resultados sugerem
rejeição da hipótese nula que existe uma raiz unitária na série ao nível de significância
8
estatística de 1%, indicando que as séries podem ser consideradas estacionárias em nível. O
teste KPSS de estacionariedade também foi utilizado para avaliar as condições da série e os
resultados confirmam a condição de estacionariedade. Os valores dos testes foram de 0,5492,
0,3851 e 0,4381 para as variáveis RV, RV/RF e RV/PIB, respectivamente. Os valores críticos
do teste KPSS são de 0,739, 0,463 e 0,347 para os níveis de significância de 1%, 5% e 10%,
respectivamente.
4. Resultados empíricos
Para analisar as relações entre as medidas de custo de capital próprio (prêmio de risco
pelos títulos de renda variável - Prem_Nom e Prem_Real) e as três medidas de colocações de
ações, foram analisadas as correlações de Spearman entre as variáveis. Testes não
paramétricos de correlação de Spearman são indicados para testar o comportamento de
variáveis que não apresentam distribuição normal. A Tabela2 mostra os testes de Jarque-Bera,
indicando rejeição da hipótese nula de normalidade das variáveis e os resultados dos testes de
correlações de Spearman. Verifica-se que, das relações de interesse (prêmio de risco e
medidas de colocação de ações), a variável de volume trimestral de colocações de ações (RV)
tem correlação negativa com a taxa de prêmio nominal com 10% de significância estatística.
Já na taxa de prêmio em termos reais, há correlação negativa entre RV e RV/PIB com nível de
significância de 5%.
As correlações negativas sugerem que reduções no custo de capital próprio estão
associadas a aumentos no volume de captação. De forma oposta, aumentos no custo de capital
próprio estão associados a reduções no volume de colocações públicas de ações. Estes
resultados preliminares estão de acordo com os resultados obtidos por Huang e Hitter (2009)
no mercado americano e Rossi Jr. e Jiménez (2008) no mercado brasileiro.
Tabela 2 - Correlações de Spearman e teste Jarque-Bera de normalidade
JarqueObservaBera
ções
b
Prem_Nom
6.565
48
Prem_Real
0.7294a
89.036a
48
b
a
RV
-0.1813
-0.3109
31.461
48
a
a
RV/RF
-0.0684
-0.2052
0.6243
351.338
48
b
a
a
a
RV/PIB
-0.1701
-0.3158
0.9805
0.6718
33.988
48
Nota: Prem_Nom e Prem_Real representam o custo de capital próprio estimado em termos nominais e reais,
respectivamente. RV, RV/RF e RV/PIB representam as três medidas de colocações de ações. a, b e c
representam significância estatística de 1%, 5% e 10%, respectivamente.
Prem_Nom
Prem_Real
0.7304a
RV
-0.2632c
-0.3752a
RV/RF
-0.0950
-0.2046
0.8911a
RV/PIB
-0.2131
-0.3454b
0.9802a
0.9075a
De acordo com Gujarati (2004), apesar de a análise de correlação ou de regressão
tratar da relação de dependência de uma variável em função de outras, isso não significa
necessariamente causação. Em outras palavras, a existência de relacionamento entre variáveis
não prova causalidade ou a direção da influência. Para testar esse relacionamento das
variáveis em estudo, utiliza-se, neste artigo, o teste de causalidade proposto por Granger
(1969). O conceito de causalidade de Granger baseia-se na melhoria da variância da previsão
ocasionada pela utilização de uma variável exógena defasada na equação de regressão.
Na causalidade de Granger, se a variável x Granger causa y, isso significa que os
valores defasados da variável x ajudam a prever y. Frequentemente, a forma bidirecional é
empregada. Neste caso, x pode ser Granger causa de y e y pode ser Granger causa de x. A
metodologia básica (para variáveis estacionárias) é o teste de causalidade de Granger que
9
segue a realização de duas regressões bidirecionadas para todos os possíveis pares (x, y) de
séries temporais para um específico grupo:
y t   0   1 yt 1  ...   l y t  L  1 xt 1  ...   L xt  L   t
(2)
xt   0   1 xt 1  ...   l xt  L  1 y t 1  ...   L y t  L  u t
(3)
As estatísticas F apresentadas são estatísticas Wald que seguem a hipótese abaixo para
toda equação:
1   1  ...   l  0
(4)
A hipótese nula é que x não Granger causa y na primeira equação e que y não é
Granger causa de x na segunda regressão. Os resultados empíricos da relação de causalidade
entre o custo de capital próprio e a colocação pública de ações são apresentados na Tabela 3.
Apesar de haver correlação entre as variáveis, a Tabela 3 sugere não haver causalidade
entre as variáveis. Segundo a teoria de market timing, deveria haver causalidade no sentido de
que variações no custo de capital próprio tenderiam a gerar maiores ou menores volumes de
captação. Em outras palavras, reduções no custo de capital próprio, especialmente em termos
reais, incentivariam os gestores a captar mais recursos por meio de colocações de ações. Em
contrapartida, aumentos no custo de capital próprio tornariam as captações menos atraentes.
Tabela 3 - Teste de causalidade de Granger
Ke_Nom
Ke_Real
Defasagem
1
2
3
Defasagem
4
1
2
3
4
RV Prem_Nom
0.383
0.476
0.705
0.445
RV Prem_Real
0.765
0.946
0.801
0.619
Prem_Nom RV
0.319
0.136
0.104
0.225
Prem_Real RV
1.375
0.656
0.744
0.898
RV/RF Prem_Nom
0.264
0.243
0.215
0.679
RV/RF Prem_Real
1.163
0.781
0.279
0.396
Prem_Nom RV/RF
0.194
0.816
0.676
0.682
Prem_Real RV/RF
0.686
1.993
1.923
1.598
RV/PIB Prem_Nom
0.392
0.474
0.623
0.394
RV/PIB Prem_Real
0.977
0.989
0.850
0.632
Prem_Nom RV/PIB
0.312
0.196
0.175
0.253
Prem_Real RV/PIB
1.311
0.656
0.776
0.904
Nota: Prem_Nom e Prem_Real representam o custo de capital próprio estimado em termos nominais e reais,
respectivamente. RV, RV/RF e RV/PIB representam as três medidas de colocações de ações. a, b e c
representam significância estatística de 1%, 5% e 10%, respectivamente.
Diante das evidências conflituosas de existência de correlações negativas entre custo
de capital próprio e volume de captações e ausência de causalidade entre estas variáveis
buscou-se avaliar a interação dinâmica entre as mesmas por meio do modelo vector
autoregressive (VAR). A ordem de defasagem do modelo foi determinada pelo teste de
Schwarz de critério de informação que apontou para uma estrutura ideal com três defasagens
(Schawarz teste de 14,779). Assim utilizou-se o modelo com três defasagens para decompor a
variância das variáveis de colocação de ações em relação a sua própria defasagem e o
percentual da variância explicada pelos valores defasados do prêmio de risco em termos
nominais e reais. A Tabela 4 mostra o percentual de explicação do custo de capital nas
medidas de colocações de ações para até dez defasagens.
Analisando a Tabela 4 é possível observar que, apesar de pequeno, existe maior poder
explicativo da colocação de ações considerando o custo de capital próprio real, sugerindo que
gestores avaliam o custo de capital real em detrimento ao custo nominal. Em ambos os casos,
10
nominal e real, a variável representada pela relação entre colocações de ações e colocações de
títulos de renda fixa (RV/RF) é a que é mais explicada pelos valores defasados do custo de
capital (5,92% no nominal e 15,76% no real após 10 períodos). Isso de fato sugere que a
decisão entre colocação de renda fixa e renda variável é influenciada pela magnitude do custo
de capital verificado em períodos anteriores, mas é importante notar que esse aumento de
explicação ocorre apenas a partir do quinto período. Ou seja, como se trata de análise
trimestral, a relação entre o custo de capital próprio e as colocações de ações é de longo prazo.
Tabela 4 - Decomposição da variância para modelo autoregressivo
de ordem três (em % da variância)
Prem_Nom
Prem_Real
Defasagens
RV
RV/RF
RV/PIB
RV
RV/RF
RV/PIB
1
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
2
0.025
0.198
0.003
1.314
0.027
1.287
3
0.028
0.203
0.015
1.805
0.417
1.749
4
0.279
2.285
0.426
4.112
8.673
4.261
5
0.717
4.385
1.105
6.954
13.453
7.337
6
0.928
5.290
1.465
7.940
14.226
8.447
7
1.049
5.773
1.684
8.424
14.777
8.994
8
1.120
5.909
1.797
8.985
15.337
9.592
9
1.142
5.921
1.831
9.379
15.587
10.024
10
1.149
5.920
1.843
9.627
15.763
10.306
Nota: Prem_Nom e Prem_Real representam o custo de capital próprio estimado em termos nominais e
reais, respectivamente. RV, RV/RF e RV/PIB representam as três medidas de colocações de ações.
Considerando a ausência de causalidade e baixo poder explicativo obtido no modelo
vector autoregressive (VAR) para as variáveis representativas da colocação de ações e custo
de capital próprio é possível inferir que os gestores de empresas brasileiras não tem habilidade
para prever momentos favoráveis de mercado para a colocação de títulos de forma tempestiva,
ou seja, no curto prazo não são capazes de antecipar suas decisões de financiamento aos
movimentos de redução no custo de capital próprio em relação a outras fontes de recursos,
sendo possível encontrar algumas evidências da relação esperada apenas no longo prazo.
Assim sendo, não é possível concluir que empresas brasileiras conseguem aproveitar janelas
de oportunidade no mercado de capitais para a emissão de ações.
Este resultado encontra apoio no trabalho de Brito (2003) que evidencia baixa
capacidade de previsão dos gestores de fundos derivativos no mercado brasileiro e também
em Mendes et al (2009) que não encontram fortes evidências a favor da teoria de market
timing analisando empresas brasileiras.
Adicionalmente, potenciais erros na estimativa do custo de capital próprio podem
afetar a percepção de oportunidade no momento da colocação pública de ações, pois,
conforme evidenciam Casotti e Motta (2008, p. 187), no momento do IPO, os betas utilizados
no modelo de avaliação são maiores do que os betas verificados após 12 meses de negociação.
Segundo os autores, “a utilização de betas mais elevados no modelo elevaria o custo de
capital próprio da empresa. Consequentemente, reduziria o valor presente dos fluxos de
caixa descontados no momento da IPO”. Ou seja, o valor estimado da empresa seria menor,
resultando em um menor preço por ação. Ao mesmo tempo, os resultados de Casotti e Motta
11
(2008) também sugerem a existência de uma bolha especulativa no momento da emissão
inicial, o que apresenta uma inconsistência na atribuição de valor às empresas durante a IPO.
Esse maior valor (ou super avaliação) no momento da emissão é também verificado
por Pástor e Veronesi (2003) e Sanvicente e Delgado (2010), em que tanto no mercado norteamericano quanto brasileiro, a relação entre valor de mercado e valor contábil do patrimônio
líquido (market-to-book ratio) é decrescente ao longo dos anos após a listagem da empresa.
Maiores valores na colocação das ações e nos momentos iniciais podem (ou deveriam)
influenciar significativamente na decisão de emitir ações ou títulos de dívida influenciando
decisões de market timing.
5. Considerações Finais
De acordo com a teoria de equity market timing as empresas emitem ações quando se
considera que estejam sobrevalorizadas e recompram quando se considera que estejam
subvalorizadas, com a intenção de explorar flutuações temporárias no custo do capital próprio
em relação ao custo de fontes alternativas de financiamento. Dessa forma, o trabalho teve por
objetivo principal investigar a relação de longo prazo entre medidas de custo de capital
próprio e colocações públicas de ações no mercado de capitais brasileiro, buscando investigar
se empresas brasileiras utilizam momentos favoráveis no mercado de capitais para a emissão
de ações.
A análise é desenvolvia em termos agregados, incluindo três medidas de colocações
públicas de ações e uma variável representativa do custo de capital próprio médio de
companhias abertas brasileiras no período 2000-2011. Verifica-se a existência de correlação
negativa entre colocações públicas de ações e custo de capital próprio, sugerindo que
reduções no custo de capital próprio estão associadas a aumentos no volume de captação e
vice-versa, o que está de acordo com a teoria de market timing. Com evidência de correlação
negativa, buscou-se avaliar a relação de causalidade de Granger entre as variáveis. Apesar de
haver correlação entre as variáveis, não encontra-se evidências de causalidade entre as
mesmas. Segundo a teoria de market timing, deveria haver causalidade no sentido de que
variações no custo de capital próprio tenderiam a gerar maiores ou menores volumes de
captação.
Diante das evidências conflituosas de existência de correlações negativas e ausência de
causalidade entre as variáveis custo de capital próprio e colocações públicas de ações buscouse avaliar a interação dinâmica entre as mesmas por meio do modelo vector autoregressive
(VAR) e consequente decomposição da variância do modelo. Os resultados sugerem que a
decisão entre colocação de renda fixa e renda variável é influenciada pela magnitude do custo
de capital próprio verificado em períodos anteriores, no entanto, o modelo apresenta baixo
poder explicativo, sendo que maior poder explicativo é obtido apenas a partir do quinto
período. Ou seja, como se trata de análise trimestral, a relação entre o custo de capital e as
colocações de ações é de longo prazo.
Assim sendo, os resultados sugerem que empresas brasileiras não conseguem (ou não
buscam) aproveitar janelas de oportunidade no mercado de capitais para a emissão de ações,
não sendo capazes de antecipar suas decisões de financiamento aos movimentos de redução
no custo de capital próprio em relação a outras fontes de recursos no curto prazo. Futuros
estudos podem analisar os motivos pelos quais empresas não aproveitam reduções no custo de
capital próprio para emitir novas ações.
12
Referências
ALTI, A. How persistent is the impact of market timing on capital structure? The Journal of
Finance, v. 61, n. 4, p. 1681-1710, Aug. 2006.
ASSAF NETO, A.; LIMA, F. G.; ARAÚJO, A. M. P. Uma proposta metodológica para o
cálculo do custo de capital no Brasil. Revista de Administração da Universidade de São Paulo
– RAUSP, v.43, n.1, p.72-83, jan./fev./mar. 2008.
BAKER, M.; WURGLER, J. Market timing and capital structure. The Journal of Finance, v.
57, n. 1, p. 1-32, Feb. 2002.
BRITO, N. R. O. Avaliação de desempenho e market timing: o índice de habilidade. Revista
Brasileira de Finanças, v. 1, n. 1, p. 01–17, Jun. 2003.
BROOKS, C. Introductory econometrics for finance. 2. ed. Cambridge: Cambridge
University Press, 2008.
CASOTTI, F. P.; MOTTA, L. F. J. Oferta pública inicial no Brasil (2004-2006): uma
abordagem da avaliação através de múltiplos e do custo de capital próprio. Revista Brasileira
de Finanças, 6:157–204, 2008.
CEMEC – Centro de Estudos do Mercado de Capitais. Trabalho de Discussão Interna
CEMEC
02.
2010.
Disponível
em:
http://www.cemec.ibmec.org.br/download/tdi_cemec_02_custo_capital_proprio.pdf. Acesso em
Novembro de 2011.
DAMODARAN, Aswath (2010). Equity risk premiums (ERP): determinants, estimation and
implications – the 2010 edition. Working Papers Series. New York: Stern School of
Business. Disponível em: http://www.stern.nyu.edu/~adamodar/. Acesso em: out. 2011.
GRANGER, C. W. J. Investigating causal relations by econometric models and cross spectral
methods. Econometrica. V.37, n. 3, p. 424-438, 1969.
GUJARATI, D. N. Basic Econometrics. Boston: McGraw−Hill, 2004.
HUANG, R.; RITTER, J. R. Testing the market timing theory of capital structure. University
of Florida, Working Paper, 2005.
HUANG, R.; RITTER, J. R. Testing theories of capital structure and estimating the speed of
adjustment. Journal of Financial and Quantitative Analysis, v. 44, n. 2, p. 237-271, Apr.
2009.
JOHANSEN, S. Estimation and hypothesis testing of cointegration vectors in gaussian vector
autoregressive models. Econometrica. V. 59, n.6, p.1551-1580, 1991.
JOHANSEN, S. Likelihood-based inference in cointegrated vector autoregressive models.
Oxford: Oxford University Press, 1995.
KWIATKOWSKI, D.; PHILLIP, P., SCHIMIDT, P.; SHIN, Y. Testing the null hypothesis of
stationarity against the alternative of a unit root: how sure are we that economic time series
have a unit root? Journal of Econometrics. v. 54, 159-178, 1992.
LOUGHRAN, T.; RITTER, J. R.The new issues puzzle. The Journal of Finance, v. 50, n.1, p.
23-51, Mar. 1995.
MARSH, P. The choice between equity and debt: An empirical study. The Journal of
Finance, v. 37, n. 1, p. 121-144, Mar. 1982.
13
MENDES, E. A.; BASSO, L. F.C.; KAYO, E. K. Estrutura de capital e janelas de
oportunidade: testes no mercado brasileiro. Revista de Administração Mackenzie, v. 10, n. 6,
edição especial p. 78-100, São Paulo, SP, Nov./Dez. 2009.
MYERS, S. C. The capital structure puzzle. The Journal of Finance, v.39, n.3, p.575-592,
July 1984.
MYERS, S. C. Capital structure. The Journal of Economic Perspectives, v. 15, n. 2, p. 81102, Spring 2001.
MYERS, S. C.; MAJLUF, N. S. Corporate financing and investment decisions when firms
have information that investors do not have. Journal of Financial Economics. v. 13, n. 2, p.
187-221, 1984.
RITTER, J. R. The long-run performance of initial public offerings. The Journal of Finance,
v. 46, n. 1, 3-27, Mar. 1991.
ROSSI JR., J. L.; JIMÉNEZ, J. I. C. Testes empíricos sobre market timing na determinação da
estrutura de capital das empresas brasileiras. In: ENCONTRO NACIONAL DA
ASSOCIAÇÃO NACIONAL DOS PROGRAMAS DE PÓS-GRADUAÇÃO EM
ADMINISTRAÇÃO - ENANPAD, 32., 2008, Rio de Janeiro. Anais... Rio de Janeiro:
ANPAD, 2008.
ROSSI JR., J. L.; MAROTTA, M. Equity market timing: testando através de IPO no mercado
brasileiro. Revista Brasileira de Finanças, v. 8, n. 1, p. 85-101, 2010.
LUNA, F. E.; SANTOS, A. Transmissão financeira entre o mercado acionário e o mercado de
títulos de dívida. Revista Brasileira de Finanças, 6:1-11, 2008.
SANVICENTE, A. Z.; DELGADO, R. T. Learning theory and equity valuation: an empirical
analysis. Revista Brasileira de Finanças, 8:113-139, 2010.
TAGGART, R. A. A model of corporate financing decisions. The Journal of Finance, v. 32,
n. 5, p. 1467-1484, Dec. 1977.
i
Este termo sempre se referirá a alavancagem financeira neste trabalho.
ii
Market-to-book (M/B): valor de mercado sobre valor contábil. Para Baker e Wurgler (2002), M é igual a ativo total menos o
valor contábil do patrimônio líquido mais o valor de mercado das ações da empresa, e B é igual ao valor contábil do
patrimônio líquido.
iii
Os betas médios setoriais americanos desalavancados foram obtidos no site de Aswath Damodaran (www.damodaran.com).
14