A análise baseia-se em um modelo de regressão em painel com efeitos fixos de emissores, permitindo o controle do risco de crédito do emissor a partir da comparação das taxas de bonds e debêntures emitidos pela mesma companhia em mercados diferentes. Além disso, realizando a correspondência por emissor também é possível controlar a auto-seleção endógena de companhias no grupo de emissores locais e externos.
A especificação do modelo de regressão é a seguinte:
Ano de Emissão Debêntures Bonds Total
2004 1,72 2,51 2,12 2005 1,34 3,82 2,40 2006 0,83 2,50 1,75 2007 0,67 3,19 2,13 2008 1,72 1,90 1,78 2009 2,92 2,31 2,78 2010 2,28 3,09 2,53 2011 2,10 3,34 2,66 2012 1,15 3,09 1,96 2013* 1,12 4,73 2,93 Total 1,86 3,04 2,34 * até abril de 2013
,
= + + . 𝑥 , + . , + . 𝑃, + . 𝑔 ,
+ . 𝑃 , + . 𝐺 𝐼 , + . 𝑥 𝐺 𝐼 , + . 𝐺 ,
+ . 𝑥 𝐺 , .
Na especificação, αj denota um efeito fixo do emissor = , … , e um
efeito fixo de ano = , … , da -ésima emissão da companhia . Note que os efeitos fixos de emissor controlam diferenças não observáveis de qualidade de crédito entre emissores de bonds e debêntures. Comparado com companhias que emitem apenas debêntures, aquelas que possuem acesso ao mercado internacional provavelmente têm características não observáveis que podem aumentar sua qualidade de crédito. O modelo de efeitos fixos consegue comparar efetivamente debêntures e bonds emitidos pela mesma empresa, e é robusto a regressores específicos da companhia omitidos. Além disso, apresenta a vantagem de os desvios padrão serem mais robustos, por serem calculados agrupando-se por emissor.
Petrasek (2010) ressalta que a regressão em painel com efeitos fixos assume que o risco de crédito de cada emissor mantém-se constante, contanto que sua classificação de crédito não mude. Contudo, é possível que pequenas mudanças na qualidade creditícia do emissor não resultem em mudanças de classificação.
Para efeito de comparação, foram testadas quatro especificações da regressão apresentada: com efeitos fixos de emissor e de ano de emissão; sem efeitos fixos de emissor, mas com controle de ano de emissão; com efeitos fixos de emissor, mas sem controle de ano de emissão; sem efeitos fixos de emissor e de ano de emissão.
A Tabela 13 apresenta os resultados das regressões, bem como a significância, magnitude e relação das variáveis independentes com o spread de crédito da emissão. Em todos os casos o spread sobre a curva de juros DI brasileira é positivamente impactado pela variável binária que indica que a emissão foi realizada no mercado internacional. O coeficiente varia entre 164 e 197 bps, sendo significante em todas as regressões e maior quando controlamos pelos efeitos fixos
de emissor e pelo ano de emissão. Esse resultado já era esperado, porém sua magnitude mostrou-se surpreendentemente alta. Destacamos que os modelos com efeitos fixos de emissor e com controle por ano, e com efeitos fixos e sem controle por ano apresentaram resultados muito parecidos para essa variável.
Tabela 13 - Resultados das regressões
A variável de volume da emissão em unidades de cem milhões de reais, apresenta alguma significância apenas nos modelos sem efeitos fixos de emissor. Os coeficientes nesses modelos apresentam sinal negativo, mostrando que a cada cem milhões de reais adicionados no volume de emissão, o spread de crédito reduz- se em 34 a 35 bps. O resultado vai em linha com o que se esperava, uma vez que emissões maiores tendem a ser mais pulverizadas e, por consequência, exigir menor prêmio de liquidez por parte dos investidores.
A variável binária de longo prazo (prazo de vencimento maior ou igual a quatro anos) apresenta relação positiva com a variável dependente, mas seu resultado não é significante em qualquer um dos modelos. Esperava-se que
Com Efeitos Fixos e Com Controle por Ano
Sem Efeitos Fixos e Com Controle por Ano
Com Efeitos Fixos e Sem Controle por Ano
Sem Efeitos Fixos e Sem Controle por Ano
BExt 1.969 1.825 1.961 1.637 (7.77)** (7.78)** (7.65)** (7.02)** Volume 0.001 -0.034 -0.006 -0.035 (0.04) (2.35)* (0.35) (2.44)* BLP 0.345 0.421 0.169 0.403 (1.51) (1.87) (0.74) (1.81) BResgAntecip 0.478 0.755 0.634 0.942 (2.30)* (3.53)** (3.06)** (4.54)** BPerp 1.157 0.535 0.833 0.349 (3.41)** (1.57) (2.51)* (1.04) BGrauInvest 0.962 -0.095 0.827 -0.109 (3.29)** (0.40) (2.82)** (0.44) BExtGrauInvest -1.694 -1.648 -1.514 -1.369 (4.78)** (4.44)** (4.25)** (3.69)** BGarantia 0.979 0.880 1.239 0.984 (3.96)** (3.77)** (5.03)** (4.32)** BExtGarantia -1.675 -1.590 -1.725 -1.728 (1.90) (1.65) (1.92) (1.77) Constante 1.175 0.935 0.921 1.251 (3.64)** (2.79)** (3.89)** (5.73)** Nr de Observações 296 296 296 296 R² 0.66 0.48 0.62 0.43
Valor absoluto da estatística t entre parênteses * significante a 5%; ** significante a 1%
houvesse uma relação positiva e significante.
A variável binária de cláusula de resgate antecipado apresenta coeficiente positivo e significante em todos os modelos, variando entre 48 e 94 bps. A magnitude diminui quando controlamos pelos efeitos fixos de emissor e por seu ano de emissão. O resultado reflete o maior prêmio exigido pelos investidores para emissões com esse tipo de opcionalidade por parte do emissor, já que aumenta o risco de reinvestimento do detentor do título.
Para a variável binária que indica se o título é perpétuo, o resultado mostra que essa característica adiciona 83 a 116 bps ao spread de crédito, aumentando bastante ao controlarmos pelos efeitos fixos de emissor e de ano. Entretanto, o coeficiente só foi significante para os modelos com efeitos fixos de emissor. Naturalmente, os investidores cobram um prêmio para comprar dívidas perpétuas, considerada um instrumento híbrido de capital.
As variáveis binárias de classificação da dívida (grau de investimento/grau especulativo) apresentam resultados diferentes, conforme o modelo utilizado. De uma forma geral, o resultado mostra que, para as emissões internacionais, a classificação grau de investimento reduz o spread em 137 a 169 bps, sendo estatísticamente relevante em todos os modelos. No mercado local, contudo, tal classificação aumenta o spread em 83 a 96 bps, levando em consideração os resultados dos modelos com efeitos fixos de emissor, que foram os únicos estatísticamente significantes. Nos modelos sem efeitos fixos, os coeficientes para o mercado local foram negativos, porém não significantes. A mudança de sinal nesses modelos denota uma correlação negativa da variável com os efeitos fixos. Entendemos que a distorção encontrada no mercado local pode ter sido causada pela utilização da proxy da classificação de crédito global da companhia no momento da emissão, e da inclusão das emissões sem classificação de crédito no grupo de emissões grau especulativo, conforme apresentado anteriormente. É importante destacar que essa aparente distorção, de emissões com melhores classificações de crédito no mercado local exibirem spreads de crédito maiores, também foi constatada por Sheng e Saito (2005).
As variáveis binárias de garantia apresentam resultado semelhante às de classificação da dívida. Para a variável que combina as características de ser emitida no mercado internacional e ter garantia, apesar de os coeficientes apresentarem sinal negativo, não há significância estatística em qualquer dos modelos. No mercado local, paradoxalmente, a presença de garantia aumenta o spread em 88 a 124 bps, sendo significante em todos os modelos. O coeficiente tem maior magnitude ao controlarmos pelos efeitos fixos de emissor, mas possui seu efeito reduzido quando controlamos pelo ano de emissão. O resultado, conforme comentado anteriormente, pode estar relacionado ao fato de que determinadas empresas, por terem uma baixa qualidade de crédito, encontram-se obrigadas a oferecer garantias para que possam atrair o interesse dos investidores. As empresas de maior qualidade de crédito, por sua vez, acabam não tendo que fazê-lo, já possuindo naturalmente um menor spread de crédito em suas emissões.
Entendemos que o modelo com efeitos fixos de emissor e controle por ano de emissão seja o mais relevante. O modelo controla possíveis idiossincrasias de determinado ano de emissão, além de garantir que características não observáveis de cada emissor não afetem os resultados.
Discussão
Diversos estudos apontam para a relação positiva entre o preço de títulos de dívida corporativa e sua liquidez, tanto no mercado internacional (Longstaff, Mithal e Neis, 2005; Chen, Lesmond e Wei, 2007; Bao, Pan e Wang, 2008; Nashikkar, Subrahmanyam e Mahanti, 2009), como no mercado local (Sheng e Saito, 2008; Sheng e Gonçalves, 2010). Por conta disso, dada a maior liquidez presente no mercado internacional, seria possível supor que o spread das emissões locais fosse maior do que o de emissões externas.
Contudo, mesmo com uma liquidez sabidamente maior do que a das debêntures, os bonds apresentam um spread sobre a curva brasileira de juros significativamente superior. Em média, é mais vantajoso para um investidor comprar títulos de crédito privado no mercado externo do que no interno. Levando-se em
consideração as particularidades de cada mercado, algumas hipóteses podem ser levantadas para explicar a diferença encontrada.
A oferta de títulos de dívida corporativa no mercado externo é significativamente maior do que no mercado local, tanto em volume financeiro como em número de emissões e emissores diferentes. Além disso, estão disponíveis títulos não somente de empresas brasileiras, mas também de companhias norte- americanas e de vários países de regiões geográficas variadas. Supõe-se, portanto, que isso permita que os investidores possam ser mais seletivos no mercado internacional, o que faz com que as empresas tenham que pagar um prêmio maior para atraí-los.
Pelo lado da demanda, levando-se em consideração que os principais investidores no mercado doméstico são institucionais, como fundos de investimento, tesourarias de bancos, seguradoras e fundos de pensão, acredita-se que há uma demanda cativa para os títulos de crédito locais, já que muitos dos mandatos de fundos, por exemplo, estipulam um percentual mínimo do patrimônio a ser alocado nessa classe de ativos. O mercado externo, por sua vez, possui uma parcela relevante da demanda formada por pessoas físicas, com uma participação média estimada em torno de 10% a 15% no mercado primário para títulos grau de investimento. Para emissões com grau especulativo, a participação é ainda maior, chegando a níveis de até 30%1. Esses investidores são mais flexíveis em suas
opções de investimento, optando por outras classes de ativos se julgarem que o prêmio oferecido pelos bonds não está atrativo.
Assim como Kim e Stulz (1988, 1992), que argumentam haver uma falta de integração entre os mercados de eurobonds e norte-americano, acredita-se que isso também aconteça para o caso aqui estudado. Essa segmentação de mercado impede que haja um ajuste entre oferta e demanda por títulos de crédito das empresas brasileiras.
A questão dos custos de emissão para a companhia também pode ajudar a
1 Segundo dados de dois grandes bancos de investimento estruturadores de títulos de dívida corporativa de
explicar a diferença encontrada. Há pouca informação pública sobre custos de estruturação no mercado local, bem como os custos de divulgação da emissão, reuniões com potenciais investidores, e as taxas cobradas por bancos de investimento na estruturação das dívidas. Contudo, sabe-se que hoje, no Brasil, há uma grande concentração de mercado no que tange à estruturação de dívidas corporativas, sendo dominado basicamente por pouco mais de cinco grandes bancos de investimento. A pulverização dos estruturadores de dívida no mercado internacional é bem maior, o que permite supor que há uma maior competição por taxas cobradas das empresas nesse mercado. A Tabela 14 apresenta as listas (obtidas junto à Bloomberg) dos cinco maiores estruturadores de dívidas em 2013 (dados até outubro de 2013) por volume emitido em cada mercado. A separação é feita por mercado internacional (bonds de empresas latino-americanas) e local (debêntures):
Tabela 14 - Listas dos cinco maiores estruturadores de emissões de bonds de empresas latino-americanas e de debêntures entre janeiro e outubro de 2013
A lista completa continha 105 estruturadores de bonds de emissores latino- americanos e apenas 27 estruturadores de debêntures. A maior concentração de mercado é evidente pela participação de mercado total dos cinco maiores em cada um dos mercados, sendo a do mercado de debêntures quase o dobro da de bonds
Estruturador Posição Participação de Mercado (%) Volume Estruturado (USD MM) Nº de Emissões HSBC Bank PLC 1 10,1 15.102 106 Citi 2 9,9 14.852 87
Bank of America Merrill Lynch 3 8,4 12.489 54
Deutsche Bank AG 4 7,7 11.480 43
Banco do Brasil SA 5 6,7 9.969 72
Total 42,8 63.892 362
Banco do Brasil SA 1 26,4 13.555 54
Bradesco BBI SA 2 18,6 9.540 70
Banco Itau BBA SA 3 16,8 8.624 68
Banco Santander SA 4 9,1 4.668 52
HSBC Bank PLC 5 8,7 4.448 40
Total 79,6 40.836 284
Mercado de Bonds de Empresas Latino-Americanas
latino-americanos (79,6% contra 42,8%). Portanto, o resultado disso poderia ser um maior um maior custo de estruturação no mercado local, comparativamente com o internacional, fazendo com que as empresas pudessem oferecer mais prêmio no mercado externo do que no interno, com um mesmo nível de custo total de dívida para elas nos dois mercados.
Explicadas as possíveis forças de mercado que causam a existência dessa diferença de rentabilidade entre debêntures e bonds, o motivo de ela não ser arbitrada pelo investidor também se torna relevante.
O primeiro seria o desconhecimento dessa diferença de rentabilidade por parte dos investidores. No mercado externo, além dos títulos serem denominados em dólares americanos, eles são preponderantemente pré-fixados. A diferença não é óbvia em um primeiro momento, exigindo que o investidor realize no mínimo duas operações adicionais para proteger-se contra oscilações no câmbio e da curva pré para começar uma comparação. Além disso, dado que um mesmo emissor costuma emitir em cada mercado em épocas diferentes e com características não muito semelhantes, a percepção da diferença sem uma análise econométrica que ajude a isolar esses fatores não é trivial.
Mesmo que a diferença seja percebida, há obstáculos operacionais adicionais na exploração dessa aparente arbitragem. A maior parte dos fundos de investimento que investem em crédito privado possuem restrições para operar no mercado internacional. Mesmo os investidores que podem fazê-lo enfrentam problemas relativos à liquidação e custódia de ativos no mercado internacional, necessidade de constituição de conta margem para as operações de hedge, entre outros custos de transação, que podem reduzir bastante a oportunidade de ganhos, e até inviabilizá- la. Edwards et al. (2007) apontam que uma estratégia de arbitragem entre os mercados pode ser inviável, especialmente com bonds de grau especulativo, uma vez que são relativamente caros para serem negociados. Brunnermeier e Pedersen (2009) e Stein (2009) também evidenciam que, em períodos de crises financeiras, as restrições de financiamento limitam as oportunidades de arbitragem.
a descoberto no mercado internacional, ainda não é possível fazê-las com debêntures. Isso por si só já elimina a possibilidade de operar nas duas pontas em uma operação de arbitragem. A única estratégia possível é a venda a descoberto do bond, utilizando os recursos da venda para comprar a debênture. Entretanto, tal operação vai contra o resultado encontrado neste trabalho, uma vez que pela lógica de uma operação de arbitragem, deve-se vender o ativo mais caro e comprar o mais barato e, nesse caso, o que estaria sendo feito seria justamente o contrário.
A impossibilidade de fazer vendas a descoberto, além de ajudar a explicar o motivo da ausência de arbitragem nesse mercado, também auxilia na explicação da diferença encontrada. Miller (1977) argumenta que, sob a premissa de expectativas heterogêneas dos investidores, o fato de que a oferta de determinado ativo é fixa faz com que seu preço seja ditado pelos investidores mais otimistas, que precificam o ativo com um valor mais alto do que a média de todos os investidores que o avaliam. A possibilidade de venda a descoberto faz com que, em um processo similar à criação de moeda por parte dos bancos, a oferta desse ativo aumente, reduzindo essa distorção de preço, conforme investidores menos otimistas passem a deter o ativo. Isso aproxima seu preço à média da avaliação de todos os investidores. Portanto, ativos que não permitem venda a descoberto tendem a ser supervalorizados pela atuação dos investidores mais otimistas. Esse efeito pode corroborar um preço mais elevado de debêntures, ou seja, um menor spread sobre a curva de juros brasileira comparativamente com os bonds.
Outro aspecto relevante é a volatilidade dos retornos de cada mercado. O fato de não haver um mercado secundário ativo no Brasil faz com que a marcação a mercado de debêntures seja deficiente, conforme já comentado anteriormente. Isso reduz a volatilidade dos retornos dos títulos no mercado local. Fajardo e Dantas (2013) encontram que o investidor brasileiro que possui memórias do evento de hiperinflação, é 32% menos propenso a participar do mercado acionário, caracterizado por uma alta volatilidade de retornos. Por conta disso, acredita-se que os investidores locais sejam bastante sensíveis a esse fator, e tenham se acostumado e prefiram uma menor volatilidade em seus retornos, ainda que com um prêmio menor. Em geral, isso ajuda a garantir um maior Índice de Sharpe para suas
carteiras, o que é bem visto por cotistas de fundos de investimento, por exemplo.