ANÁLISE EMPÍRICA

Realizada a revisão teórica e obtidas as séries, passamos à análise empírica, através da análise do comportamento dos dados e dos resultados das estimações dos modelos utilizados.

3.3.1 Ordem de Integração

Primeiramente, analisamos a ordem de integração das séries com intuito de se evitar relações espúrias entre as variáveis. A investigação formal das propriedades de integração das séries foi conduzida aplicando-se os testes de raiz unitária convencionais: Dickey-Fuller (1979), Dickey-Fuller Aumentado (ADF), descrito por Engle e Granger (1987) e Phillips e Perron (1988) (PP), conforme especificados nos apêndices A e B. Ambos os testes (ADF e PP) foram realizados estimando-se inicialmente o modelo irrestrito, ou seja, incluindo no processo autoregressivo os termos constante e tendência. A ordem das defasagens foi escolhida de acordo com os critérios de informação Akaike e Schwarz e o nível de significância utilizado foi de 5%.

Os resultados dos testes convergiram no sentido de indicar que as séries foram não estacionárias em nível e estacionárias em primeiras diferenças. Portanto, pode-se afirmar que tanto as séries referentes aos preços das ações como a dos dividendos (em termos reais) são ambas integradas de primeira ordem, i.e. I(1). Nos apêndices A e B, os resultados dos testes de integração foram apresentados utilizando-se séries com dados mensais. Entretanto, a ordem de integração também foi verificada utilizando-se as séries com periodicidade trimestral (não mostrado). Os resultados foram idênticos aos relatados para as séries mensais.

3.3.2 Bolhas Racionais e Bolhas que Estouram Periodicamente

Como os preços das ações e os dividendos são I(1), i.e. possuem a mesma ordem de integração, podemos utilizar os modelos de cointegração sem incorrer nos problemas relacionados às regressões espúrias.

Nesta seção, reportamos os resultados de seis modelos econométricos, sendo dois testes padrões com ajustamento simétrico (Johansen e Engle e Granger) e os outros restantes capazes de captar ajustamentos assimétricos nos dados (TAR, M-TAR e TAR e M-TAR consistentes). Os resultados estão dispostos no apêndice C.

Como os resultados foram bastante divergentes para os países, apresentaremos os resultados com base nos testes, assim como agruparemos os resultados de acordo com as características comuns apresentadas pelos países estudados.

Para a maioria dos países, os testes de cointegração padrão de Johansen e Engle e Granger não puderam rejeitar a hipótese nula de não cointegração. Desta forma, podemos afirmar que os preços das ações não representam os fundamentos de mercado no decorrer do período analisado, i.e. concluímos pela presença de bolha especulativa nesses mercados. As exceções foram Chile, Coréia do Sul, Filipinas e Indonésia. Para estes quatro países, os dois testes rejeitaram a hipótese nula (

ρ

₁ =0) em favor da alternativa de cointegração (nível de significância de 1%), indicando que os preços das ações estão alinhados com os fundamentos de mercado.

A hipótese de bolhas que estouram periodicamente não pôde ser constatada para África do Sul, Argentina, Israel, Malásia, República Tcheca, Rússia, Sri Lanka, Tailândia, Taiwan e Turquia. Em todos os testes, não se pôde rejeitar a hipótese nula de não cointegração, mesmo considerando os modelos assimétricos. Estes resultados confirmam a presença de bolhas especulativas nesses mercados.

Nos demais países, os resultados indicaram a presença de bolhas que estouram periodicamente, apesar de variarem de acordo com o modelo assimétrico utilizado. Na América Latina, os modelos TAR e TAR consistente rejeitaram a presença de não cointegração para México, Peru e Chile, e os modelos de momento não puderam rejeitar a hipótese nula.

No caso do México, os valores de φ e φc (6,51 e 8,60, respectivamente) superaram os

valores críticos e os testes de diagnósticos indicaram o modelo TAR consistente como o melhor modelo (Tabela 17). Como as séries são cointegradas, a hipótese nula de ajustamento simétrico (ρ1 = ρ2) pode ser testada através da distribuição padrão F. Como os valores

calculados de F (12,96 e 17,15, respectivamente) foram superiores aos valores críticos com nível de significância de 1%, rejeitamos a hipótese nula de ajustamento simétrico para os

modelos TAR e TAR consistente. Além disso, como ρ₂ > ρ₁ , pudemos verificar que os

foram mais rápidos se comparados aos ajustamentos acima da equação de longo prazo. Estes resultados corroboram com a hipótese de existência de aumentos dos preços dos ativos no curto prazo relativos aos fundamentos, seguidos de crash. Estas mesmas conclusões puderam ser estendidas para Chile e Peru.

Fora da América Latina, resultados semelhantes foram encontrados para Indonésia e

Polônia. Para a Polônia, os valores de φ e φc foram 6,69 e 6,97, respectivamente. A hipótese

nula foi rejeitada (nível de significância de 5%). A hipótese de ajustamento simétrico

(

ρ

₁=

ρ

₂) também foi rejeitada. Todavia, estes dois países apresentaram duas divergências em

relação aos países latinos americanos supracitados. Os testes de diagnósticos indicaram o

modelo TAR como o melhor e, como ρ₂ < ρ₁ , as discrepâncias positivas do equilíbrio de

longo prazo foram revertidas mais rapidamente do que as negativas. Os ajustamentos de curto prazo foram assimétricos, mas com os desvios acima da relação de longo prazo apresentando convergência mais rápida para o atrator.

Conclusões interessantes também podem ser destacadas para o Brasil e Venezuela (Tabelas 7 e 26). Em ambos os países, a hipótese de bolhas que estouram periodicamente só foram válidas para os modelos TAR e M-TAR consistentes. Estes resultados confirmam as conclusões de Chan (1993) de que, em muitas aplicações, não há razão para se supor que o valor do threshold coincida com o atrator. No Brasil, por exemplo, os valores dos thresholds

(τ) nos modelos TAR e M-TAR foram de 0,663 e – 0,437, respectivamente. Para valores

situados entre o threshold e o atrator (0), há persistência e não há reversão à média. Mas, para valores que ultrapassam o valor do threshold, há uma rápida reversão. Desta forma, pode se afirmar que tais valores serviriam como uma espécie de banda, na qual as discrepâncias seriam insignificantes e não poderiam ser consideradas como desvios em relação aos fundamentos.

Apesar de resultados semelhantes em relação aos modelos, os dois países divergiram quanto à simetria e a convergência dos ajustamentos. No caso do Brasil, a hipótese nula de ajustamento simétrico foi rejeitada com nível de significância de 1% (os valores de F foram de 7,98 para o modelo TAR consistente e 7,12 para o modelo M-TAR consistente). Para a Venezuela, a hipótese nula de ajustamento simétrico não pôde ser rejeitada.

No Brasil, os ajustamentos acima da equação de equilíbrio de longo prazo foram mais persistentes do que os desvios abaixo do equilíbrio de longo prazo. Assim como para México, Peru e Chile, estes resultados apoiaram a hipótese de existência de aumentos dos preços dos ativos no curto prazo relativos aos fundamentos seguidos de crash. Conseqüentemente, no

curto prazo, os preços das ações brasileiras apresentaram grandes e persistentes desvios do equilíbrio de longo prazo governados por bolhas especulativas. Entretanto, no longo prazo, os preços dos ativos se alinharam aos dividendos, representando assim corretamente os fundamentos. Os resultados para a Venezuela foram similares, mas em sentido contrário.

Os resultados para China foram semelhantes aos encontrados para Brasil e Venezuela, todavia somente para o modelo M-TAR consistente. Os ajustamentos acima da equação de equilíbrio de longo prazo foram mais persistentes do que os desvios abaixo do equilíbrio de longo prazo ( 0, 406− > −0,105).

A hipótese de bolhas que estouram periodicamente foi verificada para Colômbia, Coréia do Sul e Índia, mas somente para os modelos M-TAR e M-TAR consistente. Para

Colômbia, os valores de φ e φc foram de 7,21 e 7,49, respectivamente, e indicaram a rejeição

da hipótese nula. Estes resultados mostraram que as discrepâncias do caminho de equilíbrio de longo prazo foram revertidas mais rapidamente no modelo M-TAR se comparadas ao modelo TAR. (Enders e Granger, 1998 e Enders e Siklos, 2001 anteciparam que este resultado ocorreria em dados reais.) Como esperado, ambos os parâmetros apresentaram sinal

negativo, assim como se constatou que ρ2 < ρ1 . A hipótese de ajustamento simétrico

(ρ1 = ρ2) foi rejeitada a 5% e 1%. As mesmas conclusões foram encontradas para Coréia do

Sul; todavia a Índia apresentou maior persistência para desvios acima do equilíbrio de longo prazo.

A África do Sul (Tabela 5) foi um caso à parte, pois apesar de a hipótese de bolhas que estouram periodicamente ser constatada para os modelos M-TAR e M-TAR consistente, os

coeficientes

ρ

₁ foram positivos, indicando comportamento explosivo (0,164 e 0,173,

respectivamente). Neste caso, mesmo que os valores de φ e φc (6,22 e 5,37) tenham justificado

a rejeição da hipótese nula

ρ

1=

ρ

2 (a 10%), estas estatísticas não podem ser utilizadas já que

um dos coeficientes não convergiu (foi positivo). Portanto, mesmo com baixo poder,

recorremos à estatística Tmax. As estatísticas Tmax para os modelos M-TAR e M-TAR

consistente com 10% de significância (não divulgadas nas notas da Tabela 5) foram de –1,76 e –1,66 (Tabelas 2 e 6 de Enders e Siklos, 2001). Como o maior dos t estatísticos foi 1,53 no M-TAR e 1,78 no M-TAR consistente, ambos foram, portanto, positivos, e não pudemos rejeitar a hipótese nula de não cointegração entre os preços das ações e os dividendos no mercado de ações Sul Africano. O sinal positivo em um dos coeficientes não foi exclusividade da África do Sul. Chile, Israel, México, Polônia, Rússia, Taiwan e Turquia (M-TAR e M- TAR consistente), Venezuela (M-TAR), Colômbia (TAR), Malásia, Sri Lanka e República

Tcheca (em todos os modelos), também apresentaram valores positivos em pelo menos um

dos coeficientes. Entretanto, em todos os casos, a hipótese nula

ρ

₁=

ρ

₂ não pôde ser rejeitada

e, portanto, o viés para rejeição não pôde ser constatado, motivo pelo qual não mereceram maior destaque.

3.3.3 Bolhas Intrínsecas

Nesta seção, reportamos os resultados de dois modelos econométricos utilizados para o teste de bolhas intrínsecas, sendo que o primeiro é subdivido em modelo restrito e irrestrito. No modelo restrito, o coeficiente λ fica restrito ao valor calculado pela equação (24) e, no

modelo irrestrito, λ é livremente estimado. Ambos os modelos são estimados por MQO não

linear. No modelo alternativo, a cointegração é verificada através do teste de cointegração de Johansen (1988) para o modelo de cointegração não linear. Novamente, como há uma grande quantidade de países emergentes com características econômicas heterogêneas, os resultados divergiram entre os modelos e os países. O Apêndice D apresenta os resultados.

Em nosso teste para captar a presença de bolhas intrínsecas, os coeficientes λ e

κ

foram estimados através dos parâmetros µ e

σ

da equação (26) e a taxa de desconto r foi

calculada por R=exp( )r =

(

Pt+1+Dt+1

)

P, sendo r a média aritmética de ln R e λ é a raiz

positiva da equação (24). Assim como em Froot e Obstfeld (1991), ao derivar a equação (27) e, conseqüentemente, a equação (28), supomos que os logs dos dividendos seguem um

martingale geométrico com drift, que os resíduos são i.i.d. e que a taxa de desconto é constante. Isto pressupõe testar a especificação da equação (22) e do resíduo, além da estacionaridade da taxa de desconto.

Por este motivo, os parâmetros da equação dos dividendos foram consistentemente estimados via Newey-West e a verificação de se os resíduos são i.i.d. pode ser feita através do teste BDS (BROCK; DECHERT; SCHEINKMAN, 1996). A estacionaridade da taxa de

desconto foi verificada pelos testes ADF e Phillips-Perron. A desigualdade r> +µ σ2 2

implica λ> . É esta não linearidade explosiva que faz com que a expectativa da bolha 1

( )

t

Em termos gerais, para a maioria dos países latino americanos (Argentina, Brasil, Chile e Colômbia) não pudemos rejeitar a hipótese de ausência de bolhas intrínsecas. Os mesmos resultados foram encontrados para África do Sul, Coréia do Sul, Índia, Israel e República Tcheca. Ou seja, os coeficientes relativos aos resíduos da equação de cointegração defasados (ρ1) e à estatística traço (λtraço) não puderam rejeitar a hipótese de ausência de

cointegração entre os preços das ações e dividendos. Portanto, podemos afirmar que se houve bolha nos preços das ações desses países, a mesma foi causada por eventos extrínsecos e não intrinsecamente causada pela relação não linear dos preços com os dividendos.

Para o Brasil e a Argentina, com exceção dos coeficientes relativos aos resíduos da equação de cointegração defasados (ρ1), todos os demais foram significativos. O coeficiente

do termo bolha da regressão (C1) de ambos os modelos, restrito e irrestrito, foram

estatisticamente significativos a 1%, assim como a estimativa do coeficiente λ de 1,057 e 1,67

não foram estatisticamente diferentes dos seus valores calculados λ =

λ

= 1,032 e 1,898,

respectivamente. Com coeficientes de 7,27 e 8,19, o modelo alternativo confirmou os resultados anteriores.

Para Chile e Colômbia, apesar de os resultados serem semelhantes aos de Brasil e

Argentina, tanto os coeficientes calculados (λ =0, 453 e λ =0, 274) como os estimados

(

λ

=0, 21 e

λ

=0, 27, respectivamente) foram inferiores a 1. Estes resultados contrariaram a suposição de não linearidade “explosiva” imposta pelo modelo. No Chile, o resultado estimado do coeficiente C =₁ 672,96 do modelo restrito foi muito inferior a C =₁ 1126,1 do modelo irrestrito.

A Coréia do Sul apresentou falta de robustez em alguns dos resultados estimados.

Houve grande diferença entre os coeficientes do termo bolha da regressão (C1) entre os

modelos restrito e irrestrito (359,84 e 4,97). O teste F para λ =

λ

não pode rejeitar a hipótese de diferença entre os coeficientes. Esta última hipótese também não pôde ser rejeitada para África do Sul, Índia, Israel e República Tcheca.

Ao contrário da América Latina, no caso asiático a maioria dos países apresentou indícios de bolhas intrínsecas. Este foi o caso da China, Malásia, Sri Lanka, Tailândia e

Taiwan. Os coeficientes (C1) de ambos os modelos, restrito e irrestrito, foram estatisticamente

significativos e positivos, sugerindo que os preços das ações se tornaram crescentemente sobrevalorizados em relação ao seu valor fundamental com o aumento dos dividendos. Além disso, como λ > 1, a suposição da desigualdade r> +µ σ2/ 2 foi satisfeita, implicando não

uma taxa r. Este último resultado não pôde ser encontrado para Filipinas e Indonésia (Tabelas 34 e 36).

A presença de bolhas intrínsecas também não pôde ser rejeitada nos índices de mercado da Rússia, Turquia e Venezuela. Para estes países, a rejeição da hipótese de que os resíduos ajustados ˆε_t são I(1) sugeriu que P_t, D_t e D_tλ são cointegrados. Os preços das ações e os dividendos foram não linearmente cointegrados, o que deu suporte de longo prazo ao modelo de bolhas intrínsecas.

Para México, Peru e Polônia, apesar de os coeficientes C1 e λ terem sido

estatisticamente significativos, os testes de cointegração foram inconsistentes entre modelos estimados, indicando ausência de robustez nos resultados. Por exemplo, enquanto no México somente o modelo alternativo indicou a presença de cointegração entre as séries modificadas dos preços e dos dividendos, para a Polônia, a hipótese de bolhas intrínsecas foi detectada para os modelos restrito e irrestrito, enquanto o modelo alternativo indicou a ausência de cointegração entre as séries modificadas dos preços e dos dividendos. No caso do Peru, a hipótese de bolhas intrínsecas não pode ser rejeitada somente para o modelo restrito.

Essa inconsistência também pode ser verificada em relação ao coeficiente λ. A

estatística F rejeitou a hipótese de que os coeficientes estimados não são estatisticamente

diferentes dos seus valores calculados (λ ≠

λ

). Da mesma forma, a hipótese de não

linearidade explosiva não pôde ser verificada, além de os coeficientes (C1) do modelo restrito

serem muito inferiores aos do modelo irrestrito (Tabelas 39, 40 e 41).

No documento UNIVERSIDADE FEDERAL DO RIO GRANDE DO SUL FACULDADE DE CIÊNCIAS ECONÔMICAS PROGRAMA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA MAURÍCIO SIMIANO NUNES (páginas 68-74)