Índice de governança e market-to-book/PL

Na Tabela 40, apresentam-se os modelos que estimaram a relação entre governança e valor de mercado medido pelo market-to-book/PL (MBPL). Conforme as especificações anteriores, há três modelos que têm o MBPL como variável dependente, sendo um com igc14 (1), um com igcx (2) e um considerando o igc1 (3).

Conforme as especificações dos modelos anteriores, os efeitos individuais dos modelos foram significativos. Os testes de Hausman para os três índices de governança não permitiram selecionar entre os modelos de efeitos fixos e aleatórios. O problema da heterocedasticidade foi encontrado em todas as especificações, mas o mesmo não pode ser dito sobre o problema da autocorrelação, que não foi verificado. Os testes de endogeneidade evidenciaram que o igc14 e o igcx são exógenos, mas o igc1 é endógeno (TAB. 40). Logo, os modelos foram estimados pelo método de efeitos fixos, com correção robust para a matriz de covariância dos coeficientes. No caso da variável de governança endógena (igc1), foi seguido o procedimento apresentado em 3.3.4.

Para os modelos com igc14 e igcx não foram observadas relações estatisticamente significativas entre os índices de governança e o MBPL. Para ambas as especificações, o crescimento de vendas e o retorno sobre o patrimônio líquido (ROE) revelaram associação inversa com o MBPL, indicando que uma elevação nessas variáveis provoca redução no valor de mercado. Quanto aos indicadores dos períodos de crise, os testes de Chow dos três regimes (valores p de 0,0000, 0,0000 e 0,0000, respectivamente) rejeitaram fortemente a hipótese nula, indicando que há rupturas estruturais entre os períodos de crise global e os de não crise e entre os de crises locais e os de não crise.

Tabela 40 – Associação entre os índices de governança e MBPL Variável (1) MBPL (2) MBPL (3) MBPL igc14 -0.7258 ades1 -0.7099 -0.6678 0.7301 ades2 0.7856 0.8751 -2.7962* ades3 1.5376 1.5886 2.8548* Af -0.0099 -0.0098 -0.0204 cresc_ven -0.0025*** -0.0025*** 0.1325 Roe -1.4546* -1.4526* -1.6786** Liqbol 0.3130 0.3291 0.3841* igc14_d1 -1.2357 igc14_d2 -0.0516 d1 -0.6955 -0.9530 ades1_d1 -1.1311 -1.1773 ades2_d1 0.0464 0.0607 ades3_d1 -1.4696* -1.6112* af_d1 0.0183 0.0182 cresc_ven_d1 1.1450 1.0988 roe_d1 -0.9288 -0.9358 liqbol_d1 0.1509 0.1007 d2 -0.1274 0.1565 -1.5786 ades1_d2 0.0774 0.2605 -0.8144 ades2_d2 -1.2791 -1.1435 -1.1978 ades3_d2 -0.4413 -0.3778 -0.4278 af_d2 0.0086 0.0085 0.0118 cresc_ven_d2 0.1623 0.2242 0.1615 roe_d2 -1.6119* -1.6129* 0.4695 liqbol_d2 -0.1517 -0.1169 -0.4663* Igcx -1.5790 igcx_d1 -0.4182 igcx_d2 -1.0258 igc1 -15.7233* igc1_d2 5.3025* constante 2.4005*** 2.5977*** N 1753 1753 1027

Ll -5.1e+03 -5.1e+03 -2.6e+03

N_g (número de grupos) 243 243 162

F 58,34 53,32 4,76

P 0,0000 0,0000 0,0000

Teste de Hausman (valor p) 0,2100 0,2000 0,1815

Teste de Heteroc. de Baum (2001) 0,0000 0,0000 0,0000 Teste de Autocorr. de Wooldridge (2002) 0,2260 0,2200 0,2280

Teste de Hansen (valor p) 0,0463 0,3849 0,1112

Teste de Endogeneidade (valor p) 0,6775 0,1044 0,0094

Teste de Chow (d1) – valor p 0,0000 0,0000 __

Teste de Chow (d2) – valor p 0,0000 0,0000 0,4841

Teste de Chow (d1, d2) – valor p 0,0000 0,0000 __

Fonte: Resultados da pesquisa.

Notas: Os asteriscos indicam os níveis de significância: * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001. Os modelos estimados são de efeitos fixos. Nos modelos (1), (2) e (3), o teste de Hausman não permite diferenciar entre efeitos fixos e efeitos aleatórios. O teste de heterocedasticidade de Baum (2001) rejeita a hipótese nula de variâncias homocedásticas em todas as especificações. O teste de autocorrelação de Wooldridge (2002) não permite rejeitar a hipótese nula de ausência de autocorrelação. A estatística J de Hansen não permite rejeitar a hipótese nula de validade dos instrumentos utilizados para os modelos (2) e (3) e o teste de endogeneidade de Baum, Schaffer e Stillman (2007) evidencia a exogeneidade da governança nos modelos (1) e (2). Os testes de Chow para os três regimes, no caso dos modelos (1) e (2), rejeitam a hipótese nula de que não há rupturas estruturais quando se passa dos períodos de crise para não crise. No caso do modelo (3), não se pode dizer que há rupturas estruturais entre o período de crise global (d2) e de não crise. Os testes não conseguem gerar resultados para crises locais (d1) e crise geral (d1, d2), devido à presença de colinearidade entre variáveis.

Quanto às interações, tanto no modelo com igc14 como no modelo com igx, as variáveis ades3_d1 e roe_d2 evidenciaram associação inversa com MBPL, indicando que no período de crises locais (d1) a condição de adesão ao Novo Mercado (ades3) reduz o MBPL e que, no período de crise global (d2) uma elevação no ROE provoca redução no valor de mercado. Logo, observa-se que tanto a variável isolada ROE como a variável interada roe_d2 demonstraram relação inversa com o MBPL (TAB. 40).

Para o modelo com igc1 (variável endógena) e MBPL, o resultado se mostrou distinto. Corroborando os resultados obtidos para o Q de Tobin, houve relação negativa e significativa entre o igc1 e o MBPL, contrariando novamente a hipótese H2. No que se refere às variáveis isoladas, a condição de adesão ao nível 2 de governança e o ROE apresentaram relação inversa com MBPL. Por sua vez, a condição de adesão ao Novo Mercado e a liquidez em bolsa se mostraram associadas positivamente ao valor de mercado. Ou seja, empresas situadas no nível 2 de GC mostraram menor MBPL e empresas do Novo Mercado revelaram maior valor medido por este indicador.

Sobre os indicadores dos períodos de crise, o teste de Chow para crises locais não apresentou resultado, devido à presença de colinearidade entre as variáveis. O mesmo ocorreu no teste de Chow para crise geral (d1, d2). O teste de Chow para crise global (d2) apresentou valor p de 0,4841, indicando a não rejeição da hipótese nula. Isto é, não se pode dizer que houve quebras estruturais entre os períodos de crise global e os de não crise. Mesmo com esse resultado, a dummy de crise global (d2) apresentou sinal negativo e estatisticamente significativo ao nível de 6%, indicando que nos anos de 2008-2009 houve redução do valor médio do MBPL. Algumas variáveis interadas também mostraram significância ao nível de 5%, por exemplo: igc1_d2 (sinal positivo), ades2_d2 (sinal negativo, com 6% de significância) e liqbol_d2 (sinal negativo).

Destaca-se o resultado obtido para a variável igc1_d2, que revela que enquanto o índice de governança isolado se relaciona inversamente com o MBPL, a variável interada entre o índice e a crise global se relaciona diretamente com o valor de mercado. Pode-se inferir que em períodos de crise global (2008-2009) a qualidade da governança apresentou comportamento coerente com a hipótese H2 e com as evidências empíricas sobre o tema (SILVEIRA, 2004; CARVALHAL-DA-SILVA; LEAL, 2005; CORREIA, 2008), evidenciando relação positiva com o valor de mercado. Esse resultado também corroborou a hipótese H4 (“As relações entre governança e desempenho/valor/risco diferem-se quanto aos períodos de crise e os de não crise”), já que os resultados foram opostos para igc1 e igc1_d2.

Comparando o período total e o período de crise global, a condição de a empresa aderir ao nível 2 de governança revela o mesmo sentido negativo de relação com o MBPL. Quanto à liquidez em bolsa, o mesmo não pode ser dito: na crise global, seu comportamento se mostra inverso ao MBPL e no período total seu comportamento é direto. A estatística Hansen para este modelo apresentou valor p de 0,1112, evidenciando a validade dos instrumentos adotados.