7.1 - Definição e coleta dos dados
Serão coletados as séries de emissões de debêntures não conversíveis na base de dados da Anbima. A série com frequência mensal do valor das empresas listadas no IBOVESPA, o CDI anualizado na base 252 dias serão colhidas na base de dados do Banco Central do Brasil (www.bcb.com.br). O Embi + Brasil com frequência mensal será obtido na base de dados da Macrodados. O IPCA será obtido na base de dados do IBGE. Os desembolsos mensais destinados a grande empresas do BNDES será obtido no próprio site de BNDES.
O valor nominal das emissões de debêntures, o valor das empresas do IBOVESPA e o valor do Desembolso mensal destinados a grandes empresas serão deflacionado a dezembro de 2012 utilizando-se o IGPM para garantir uma medida de equivalência.
7.2 - Variável Dependente e Variáveis Independentes
7.2.1 - Variável Nível Histórico de taxa de juros das debêntures .
No trabalho de Barry e Mann (2008) a taxa escolhida como referência para ser utilizada na construção da medida de nível histórico das taxas de juros foi a taxa média mensal dos títulos de dívida não conversíveis classificados pela agência de rating Moodys como Baa (Baa yield).
Existe uma grande heterogeneidade entre os indexadores das taxas de remuneração das debêntures brasileiras. Os principais indexadores encontrados em pesquisa prévia são: taxa DI, IPCA, IGP-M, ANBID, TR, TJLP, Dólar Comercial, TR-Real, INPC, IGP-DI, IPC-R entre outras. Dado que a grande maioria das debêntures não conversíveis emitidas no Brasil tem a taxa DI como indexador, por questões metodológicas, será considerada esta como a taxa de referência para a construção da variável do nível histórico de taxa de juros.
Para a construção dessa variável, utilizaremos a metodologia de Barry e Mann (2008) que consiste na construção de duas escalas para medição dos níveis históricos das taxas de juros. A primeira será a taxa CDI das emissões de títulos defasadas nos períodos de um mês, doze meses, vinte e quatro meses e trinta e seis meses. Para utilizarmos uma taxa de juros real, a taxa CDI será deflacionada pelo IPCA do mesmo período.
A segunda variável será o nível histórico das taxas de juros das emissões medidos em uma escala estatística separatriz de decil. As emissões dos três anos anteriores a uma determinada emissão serão classificadas em decis estatísticos. Será comparada a taxa média mensal de emissão da debênture em relação a média das taxas de emissão dos últimos um, dois e três anos. Essa emissão terá classificada a sua taxa em relação a média histórica segundo o decil que ocupar. O primeiro, segundo e terceiro decis serão considerados como “baixa de taxa de juros”, o oitavo, nono e décimo serão considerados como “alta taxa de juros” e os demais como “nível normal de taxa de juros”. Essa classificação permitirá observar se a taxa de juros média de emissão de debênture em determinado mês foi baixa, alta ou normal em relação às taxas de emissões de debêntures dos últimos três anos.
nível histórico de CDI ê " “ !"çã " ú! & 12 nível histórico de CDI ê " “ !"çã " ú! & 24 nível histórico de CDI ê " “ !"çã " ú! & 36
7.2.2 – Variável Embi + Brasil
Sheng e Saito (2005) utilizaram como proxy da expectativa do mercado internacional em relação ao ambiente econômico brasileiro o EMBI + Brasil. Segundo eles, as empresas brasileiras buscam ambientes econômicos mais favoráveis para realizarem suas emissões. Essa variável será introduzida ao modelo com o objetivo de controlar as variações no total das emissões em função do nível de estabilidade do ambiente econômico brasileiro.
7.2.3 – Variável Desembolso Mensal do BNDES destinado a Grandes Empresas
O BNDES tem grande impacto no financiamento das grandes empresas brasileiras. Dada a magnitude do seu efeito, será utilizada na regressão como variável de controle o desembolso total mensal deflacionado do BNDES as empresas de grande porte brasileiras. Os dados serão obtidos no site do BNDES (www.bndes.org.br).
࢚
0121345625 75786 01968:;5)805 05 <=>?@ 0127;)805 à BC8)012 13DC1282 )5 3ê2 "7"
7.2.4 – Variável Taxa de Juros Real de Emissões de Debêntures
࢚ 78E8 F>G )8 0878 t deflacionada pelo N࢚
࢚ି 78E8 F>G )8 0878 t -1 deflacionada pelo N࢚ି
࢚ି 78E8 F>G )8 0878 t -12 deflacionada pelo N࢚ି
࢚ି 78E8 F>G )8 0878 t -24 deflacionada pelo N࢚ି
࢚ି 78E8 F>G )8 0878 t -36 deflacionada pelo N࢚ି
7.2.5 – Valor Total deflacionado de Emissão de Debêntures.
O logarítimo do valor total mensal de emissão de debêntures deflacionado pelo IGPM. Esta será a variável dependente do estudo.
7.2.6 – Variável Taxa Média Ponderada de Spread de Emissões de Debêntures
Como as emissões de debêntures podem ser influenciadas pelo spread da emissão, será adicionada a regressão a variável de taxa média ponderada de spread de emissão de debentures na data “t”.
XXCDI୫ x PMR୧ x (1 + IJ୧)) / CDI୫)-1) x 100
spread da emissão de debêntures na data "m" da empresa "i“
μ࢚
spread médio mensal ponderado pelo valor total de emissão de debêntures do na data "t".
7.2.7 – Variável Valor Total Mensal das Empresas Listadas no Índice IBOVESPA.
O valor total das emissões de debêntures pode ser influenciado pelo crescimento das empresas, já que o crescimento acompanha aumento dos investimentos e consequente aumento do endividamento segundo Barry e Mann (2001).
8.1 – Estudo de Séries de Tempo
A variável dependente será o logaritmo do valor nominal total da emissão de debêntures em um dado mês, deflacionadas a dezembro de 2012 contra as variáveis da taxa média de emissão de debêntures defasadas nos períodos de doze meses, vinte e quatro meses e trinta e seis meses, as variáveis de nível histórico de taxa de juros, o spread médio de emissão de debênture e a variável de controle de crescimento valor total deflacionado das empresas do IBOVESPA e o Embi + Brasil.
8.1.2 – Verificação de Estacionariedade das Variáveis (Teste ADF)
A correta estimação e a precisão das estatísticas de teste dependem da condição de estacionariedade das variáveis do modelo. Para testar a hipótese de estacionariedade das variáveis será utilizado o Teste ADF.
Teste ADF com constante:
∆ 3 4 5 6 4 7 5
∆ 4 8 Onde
∆ 9 & & " :&; ç" : log :" é & 3 = constante 3 :ê>&" 9 "! 5 ?@ A BC 7 5 ∆ " ó & :" :&; ç" 8 "! " ó &
H0: A série é não estacionária, possue raíz unitária, 5 0 Há: A série é estacionária, não possue raíz unitária, 5 E 0
8.1.3 – Resultado do Teste ADF
Conforme a tabela 10.22 os resultados dos Testes ADF realizados nas variáveis apontaram que as variáveis ,-./0 , , , F , GH , GH , GH , μ࢚ , /IG são estacionárias. As variáveis ࢚ , ࢚ , ࢚ି e não poderão ser utilizadas no estudo por não serem estacionárias e portanto, não gerarem estimativas OLS consistentes.
8.1.3 – Definição da Regressão
Após a aplicação do teste ADF foram eliminadas as variáveis não estacionárias. A variável 5GH foi retirada do modelo por problema de multicolinearidade e definiu-se a regressão a ser testada como:
,-./0 =
α
+5 + 5 4 5F 4 5GH 4 5GH 4 5/IG + 57μ࢚ +ߝ
௧Onde:
α = constante
࢚ í ã ê "".
࢚ି nível histórico de CDI "t-12" .
࢚ି nível histórico de CDI "t-24" .
2 ࢚ valor 4 5 6789: à < "". =>࢚ି ? @8A ã ê “t -12” deflacionado o IPCA na data “t-12”. =>࢚ି ? @8A ã ê “t -24” deflacionado o IPCA na data “t-24”. GHIμ࢚ spread médio mensal ponderado pelo valor total de emissão de debêntures do na data "t". P=࢚ < A < "t". J erro aleatório
8.1.4 – Discussão dos Resultados
De acordo com os resultados da tabela 10.1, devemos destacar da amostra os anos de 2008 e 2012 já que ambos tiveram volume excepcional de emissões. Os dados indicam que no período de 2000 a 2012, as emissões de debêntures alcançaram o volume máximo registrado em um ano em 2012, onde foi emitido um montante superior a 86 bilhões de reais. As empresas aproveitando índices de taxa de juros mais baixos utilizaram a estratégia de refinanciamento de dívidas no intuito de reduzir seus custos de capital.
Segundo os dados da Anbima de 2012 o volume de emissões com o objetivo de redução de passivo chegaram a 45,4%, seguidos de 19,3 % de investimentos e aquisições societárias, 18,4% aumento de capital de giro, 8,6% em novos projetos, 2,1% investimento em infraestrutura e 0,9% em aumento do imobilizado. Já no ano de 2008 foram registradas as emissões de pouco mais de 24 bilhões de reais, seguramente sobre influência da crise americana que contaminou os mercados mundiais, provocando a diminuição das captações no Brasil e no mundo de forma geral.
Observando-se o gráfico 11.2 que registra a emissão mensal de debêntures e a taxa de juros DI anualizada 252, é possível que nos períodos de março de 2005 a fevereiro de 2007, enquanto a curva da taxa de juros decresce é nitidamente observado o aumento da atividade emissora em volume total assim como no período entre junho de 2011 até o final de 2012.
Tabela Resultado da Regressão de Séries Temporais 10.15
A regressão de séries temporais cujo resultado é exposto acima no ítem 8.1.5 foi estimada através do método de mínimos quadrados ordinários (OLS). Como explicitado no
Dependent Variable: LOG_EMISSOES Method: Least Squares
Date: 06/16/13 Time: 10:33 Sample: 2000M01 2012M12 Included observations: 156
HAC standard errors & covariance (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 5.0000)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
NIVEL_HIST_T_12 -0.509376 0.197320 -2.581463 0.0108
NIVEL_HIST_T_24 0.697760 0.237360 2.939664 0.0038
CDI_T_12 -0.281297 0.058579 -4.802044 0.0000
CDI_T_24 0.207940 0.044976 4.623369 0.0000
BNDES 6.89E-05 4.66E-05 1.479392 0.1412
SPREAD_MEDIO 2.379865 0.780891 3.047628 0.0027
IBOVESPA 1.28E-06 6.76E-07 1.888314 0.0609
C 4.120391 2.080868 1.980131 0.0495
R-squared 0.266251 Mean dependent var 7.547887
Adjusted R-squared 0.231547 S.D. dependent var 4.120749
S.E. of regression 3.612309 Akaike info criterion 5.456492
Sum squared resid 1931.219 Schwarz criterion 5.612895
Log likelihood -417.6064 Hannan-Quinn criter. 5.520016
F-statistic 7.671974 Durbin-Watson stat 1.479047
item 8.1.2, foram realizados testes para verificação da estacionariedade das séries para garantir que fossem utilizados apenas regressores estacionários, permitindo assim a estimação por mínimos quadrados ordinários. Dada a detecção de heterocedasticidade e autocorrelação dos termos de erro a estimação por OLS foi feita utilizando-se o método de Newey-West que segundo Gujarati (2011), garante que, em amostras suficientemente grandes, o estimador OLS continua tendo as propriedades MELNT (melhor estimador linear não tendencioso) garantindo a robustez dos resultados das estatísticas de teste.
As variáveis de medida de nível histórico de taxa de juros e G tiveram significância estatística de 1% e coeficientes -0,51 e -0,28 respectivamente apresentando o sinal negativo esperado. Ambas variáveis indicam que existe uma correlação entre o passado da série de taxa de juros DI e o volume emitido de debêntures o que corrobora os resultados de Graham e Harvey (2001), Hovakimian, Opler e Titiman (2001) e Barry e Mann (2008) indicando evidência de timing de taxa de juros no intervalo de 1 ano.
Já as variáveis de taxa de juros , G embora apresentem significância estatística de 1%, apresentaram coeficientes 0,69 e 0,21 e 0,10, com sinal positivo, diferente do esperado.
Em relação as variáveis de controle, a variável /IG (IBOVESPA) utilizada na regressão para controlar o efeito do crescimento das empresas sobre o valor total emitido, apresentou significância estatística a 6% e sinal esperado positivo.
A variável μ࢚ apresentou significância estatística de menos de 1%. Esperava-se que o efeito dos desenbolsos dos financiamentos do BNDES concorresse com o volume total de emissões de debêntures, o que estatísticamente não pode ser observado. A variável F que representa o valor total deflacionado dos desembolsos do BNDES a grandes empresas não apresentou significância estatística nem sequer a 10%.
O R ajustado da regressão foi de 23%, resultado inferior ao obtido na pesquisa de Barry e Mann (2008).
O teste de fatores de inflacionamento de variância (VIF) e os coeficientes de correlação, realizados com o software Gretl não apontaram outros problemas de multicolinearidade.
9 - CONCLUSÃO
Este estudo buscou apresentar uma pequena colaboração na compreensão dos diversos e complexos mecanismos que determinam as emissões de dívida corporativa e consequentemente dos determinantes de estrutura de capital das empresas brasileiras.
Os resultados obtidos nesta pesquisa foram congruentes com os achados de Graham e Harvey (2001), Hovakimian, Opler e Titiman (2001) e Barry e Mann (2008). Observou-se que as variáveis de níveis históricos de taxa de juros tem influência sobre o total de emissões mensais de debêntures o que pode ser uma evidência de que os gestores das empresas realizam emissões de debêntures quando as taxas de juros estão baixas se comparadas com as taxas históricas no período de doze meses.
Algumas limitações deste estudo se encontram no fato de não ter sido estimado o efeito do refinanciamento de dívidas por dificuldades encontradas no levantamento dos dados.
Para pesquisas futuras, sugerimos utilizar esta metodologia englobando os diversos indexadores e acrescentar outras variáveis complementares como uma proxy para as variações de taxas de juros internacionais, já que as empresas brasileiras também realizam emissões no exterior além de testar o efeito do refinanciamento.
10 – TABELAS
10.1 – Emissões de Ações e Dívida Agregadas Anualmente (1995 à 2012).
Ano Ações Debêntures
Notas Promissórias CRI FIDC 1995 1935,25 6883,38 1116,68 0,00 0,00 1996 9179,37 8395,48 499,35 0,00 0,00 1997 3965,21 7517,78 5147,01 0,00 0,00 1998 5968,38 9657,30 12903,49 314,01 0,00 1999 4638,79 6676,38 8044,00 12,90 0,00 2000 13537,49 8748,00 7590,70 171,67 0,00 2001 5919,87 15162,14 5266,24 222,80 0,00 2002 6151,12 14635,60 3875,92 142,18 200,00 2003 2723,37 5282,40 2127,83 287,60 1540,00 2004 9152,55 9613,81 2241,00 403,00 5134,65 2005 14142,01 41538,85 2631,54 2102,32 8579,13 2006 31306,92 69464,00 5278,50 1071,44 14262,00 2007 75499,00 48073,00 9726,00 1520,00 12088,00 2008 34882,13 24049,00 25438,00 4809,00 12878,00 2009 47130,72 27614,00 22643,00 3242,00 10112,00 2010 150285,00 52293,00 18737,00 7592,00 13720,00 2011 18982,00 48500,00 18019,00 12427,00 14734,00 2012 14300,00 86615,00 22637,00 9947,00 5593,00 Fonte: Anbima, 2013.
10.2 – Estatísticas Descritivas
CDI_T_12 CDI_T_24 CDI_T_36 SPREAD NIVEL_HIST_T_12 NIVEL_HIST_T_24 BNDES LOG_EMISSOES IBOVESPA
Mean 8.943086 10.49419 12.72474 0.486592 3.356970 3.298189 6315.866 7.547887 1403167. Median 8.909901 9.177858 11.23313 0.287887 1.606672 2.586673 5289.636 9.235000 1422878. Maximum 38.32707 38.49892 42.36028 3.914000 10.00000 10.00000 38331.86 10.41290 2536872. Minimum 3.268098 3.182595 0.967409 -1.905000 0.000000 0.000000 1418.097 -2.000000 497789.3 Std. Dev. 4.937294 6.687859 7.203663 0.678910 3.706230 3.318063 5099.103 4.120749 638889.5 Skewness 3.341498 2.445515 1.209528 1.557437 0.652506 0.573833 3.768087 -1.847070 0.107164 Kurtosis 18.19613 9.143859 5.123138 8.440977 1.888116 2.002411 22.31760 4.536771 1.462891 Jarque-Bera 1791.301 400.8497 67.33706 255.4934 19.10574 15.03009 2794.763 104.0542 15.65615 Probability 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000071 0.000545 0.000000 0.000000 0.000398 Sum 1395.121 1637.093 1985.059 75.90830 523.6874 514.5175 985275.0 1177.470 2.19E+08
Sum Sq. Dev. 3778.416 6932.755 8043.377 71.44250 2129.102 1706.479 4.03E+09 2631.989 6.33E+13
Observations 156 156 156 156 156 156 156 156 156
10.3 – Teste Dick Fuller para Raiz Unitária Variável ࢚
Null Hypothesis: CDI_R_T has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.306371 0.6259 Test critical values: 1% level -3.473096
5% level -2.880211 10% level -2.576805 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CDI_R_T) Method: Least Squares
Date: 04/28/13 Time: 14:33
Sample (adjusted): 2000M03 2012M12 Included observations: 154 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. CDI_R_T(-1) -0.018892 0.014461 -1.306371 0.1934 D(CDI_R_T(-1)) 0.448242 0.073232 6.120807 0.0000 C 0.108002 0.117999 0.915279 0.3615 R-squared 0.198995 Mean dependent var -0.058618 Adjusted R-squared 0.188385 S.D. dependent var 0.540152 S.E. of regression 0.486621 Akaike info criterion 1.416626 Sum squared resid 35.75678 Schwarz criterion 1.475787 Log likelihood -106.0802 Hannan-Quinn criter. 1.440657 F-statistic 18.75655 Durbin-Watson stat 1.807223 Prob(F-statistic) 0.000000
10.4 – Teste Dick Fuller para Raiz Unitária Variável ࢚ି
Null Hypothesis: CDI_R_T_1 has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.349054 0.6058 Test critical values: 1% level -3.473096
5% level -2.880211 10% level -2.576805 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CDI_R_T_1) Method: Least Squares
Date: 04/28/13 Time: 14:38
Sample (adjusted): 2000M03 2012M12 Included observations: 154 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. CDI_R_T_1(-1) -0.020061 0.014871 -1.349054 0.1793 D(CDI_R_T_1(-1)) 0.450310 0.074124 6.075118 0.0000 C 0.126591 0.121790 1.039420 0.3003 R-squared 0.196729 Mean dependent var -0.049405 Adjusted R-squared 0.186089 S.D. dependent var 0.545915 S.E. of regression 0.492508 Akaike info criterion 1.440678 Sum squared resid 36.62725 Schwarz criterion 1.499839 Log likelihood -107.9322 Hannan-Quinn criter. 1.464709 F-statistic 18.49067 Durbin-Watson stat 1.767660 Prob(F-statistic) 0.000000
10.5 – Teste Dick Fuller para Raiz Unitária Variável ࢚ି
Null Hypothesis: CDI_R_T_12 has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.38867 0.0000 Test critical values: 1% level -3.473382
5% level -2.880336 10% level -2.576871 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CDI_R_T_12) Method: Least Squares
Date: 04/28/13 Time: 14:40
Sample (adjusted): 2000M04 2012M12 Included observations: 153 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. CDI_R_T_12(-1) -0.147220 0.014171 -10.38867 0.0000 D(CDI_R_T_12(-1)) 0.534476 0.060748 8.798280 0.0000 D(CDI_R_T_12(-2)) -0.260052 0.052775 -4.927547 0.0000 C 1.119119 0.131502 8.510267 0.0000 R-squared 0.693149 Mean dependent var -0.223685 Adjusted R-squared 0.686971 S.D. dependent var 1.157298 S.E. of regression 0.647496 Akaike info criterion 1.994388 Sum squared resid 62.46843 Schwarz criterion 2.073615 Log likelihood -148.5707 Hannan-Quinn criter. 2.026571 F-statistic 112.1928 Durbin-Watson stat 1.276738 Prob(F-statistic) 0.000000
10.6 – Teste Dick Fuller para Raiz Unitária Variável ࢚ି
Null Hypothesis: CDI_R_T_24 has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 9 (Automatic - based on SIC, maxlag=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.874104 0.0001 Test critical values: 1% level -3.475500
5% level -2.881260 10% level -2.577365 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CDI_R_T_24) Method: Least Squares
Date: 04/28/13 Time: 14:46
Sample (adjusted): 2000M11 2012M12 Included observations: 146 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. CDI_R_T_24(-1) -0.048996 0.010052 -4.874104 0.0000 D(CDI_R_T_24(-1)) 0.903851 0.062762 14.40119 0.0000 D(CDI_R_T_24(-2)) -0.529972 0.055055 -9.626159 0.0000 D(CDI_R_T_24(-3)) -0.017611 0.043609 -0.403847 0.6870 D(CDI_R_T_24(-4)) 0.264921 0.038792 6.829270 0.0000 D(CDI_R_T_24(-5)) 0.024238 0.041287 0.587055 0.5581 D(CDI_R_T_24(-6)) -0.035316 0.038553 -0.916026 0.3613 D(CDI_R_T_24(-7)) -0.172957 0.038241 -4.522857 0.0000 D(CDI_R_T_24(-8)) 0.185257 0.036777 5.037260 0.0000 D(CDI_R_T_24(-9)) -0.252779 0.031065 -8.137041 0.0000 C 0.351079 0.109767 3.198403 0.0017 R-squared 0.853206 Mean dependent var -0.233642 Adjusted R-squared 0.842333 S.D. dependent var 1.462103 S.E. of regression 0.580562 Akaike info criterion 1.822714 Sum squared resid 45.50209 Schwarz criterion 2.047506 Log likelihood -122.0581 Hannan-Quinn criter. 1.914052 F-statistic 78.46585 Durbin-Watson stat 1.955340 Prob(F-statistic) 0.000000
10.7 – Teste Dick Fuller para Raiz Unitária Variável ࢚ି
Null Hypothesis: CDI_R_T_36 has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.275345 0.0177 Test critical values: 1% level -3.473096
5% level -2.880211 10% level -2.576805 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CDI_R_T_36) Method: Least Squares
Date: 04/28/13 Time: 14:47
Sample (adjusted): 2000M03 2012M12 Included observations: 154 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. CDI_R_T_36(-1) -0.110426 0.033714 -3.275345 0.0013 D(CDI_R_T_36(-1)) 0.160051 0.079652 2.009389 0.0463 C 1.312569 0.490449 2.676260 0.0083 R-squared 0.077183 Mean dependent var -0.102885 Adjusted R-squared 0.064960 S.D. dependent var 3.042804 S.E. of regression 2.942314 Akaike info criterion 5.015558 Sum squared resid 1307.239 Schwarz criterion 5.074719 Log likelihood -383.1980 Hannan-Quinn criter. 5.039589 F-statistic 6.314715 Durbin-Watson stat 1.953795 Prob(F-statistic) 0.002324
10.8 – Teste Dick Fuller para Raiz Unitária Variável ࢚
Null Hypothesis: E_M_B has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 3 (Automatic - based on SIC, maxlag=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.470002 0.1249 Test critical values: 1% level -3.473672
5% level -2.880463 10% level -2.576939 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(E_M_B)
Method: Least Squares Date: 04/28/13 Time: 14:50
Sample (adjusted): 2000M05 2012M12 Included observations: 152 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. E_M_B(-1) -0.066291 0.026838 -2.470002 0.0147 D(E_M_B(-1)) -0.210080 0.080937 -2.595596 0.0104 D(E_M_B(-2)) 0.309992 0.080413 3.854994 0.0002 D(E_M_B(-3)) 0.183453 0.080897 2.267740 0.0248 C 29.63068 16.93483 1.749688 0.0823 R-squared 0.183506 Mean dependent var -3.861842 Adjusted R-squared 0.161288 S.D. dependent var 140.6883 S.E. of regression 128.8441 Akaike info criterion 12.58742 Sum squared resid 2440316. Schwarz criterion 12.68689 Log likelihood -951.6442 Hannan-Quinn criter. 12.62783 F-statistic 8.259510 Durbin-Watson stat 1.938784 Prob(F-statistic) 0.000005
10.9 – Teste Dick Fuller para Raiz Unitária Variável ܜ
Null Hypothesis: DESEMBOLSO_BNDES has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.729928 0.0000 Test critical values: 1% level -3.472813
5% level -2.880088 10% level -2.576739 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(DESEMBOLSO_BNDES) Method: Least Squares
Date: 04/28/13 Time: 14:52
Sample (adjusted): 2000M02 2012M12 Included observations: 155 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. DESEMBOLSO_BND
ES(-1) -0.616303 0.079729 -7.729928 0.0000 C 3973.358 624.1992 6.365529 0.0000 R-squared 0.280852 Mean dependent var 164.8414 Adjusted R-squared 0.276152 S.D. dependent var 5608.080 S.E. of regression 4771.313 Akaike info criterion 19.79145 Sum squared resid 3.48E+09 Schwarz criterion 19.83072 Log likelihood -1531.837 Hannan-Quinn criter. 19.80740 F-statistic 59.75179 Durbin-Watson stat 1.971574 Prob(F-statistic) 0.000000
10.10 – Teste Dick Fuller para Raiz Unitária Variável ࢍࢂࢀࡰ࢚
Null Hypothesis: LOG_VALOR_TOTAL_DEFLACIO has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.912460 0.0000 Test critical values: 1% level -3.472813
5% level -2.880088 10% level -2.576739 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(LOG_VALOR_TOTAL_DEFLACIO) Method: Least Squares
Date: 05/25/13 Time: 22:49
Sample (adjusted): 2000M02 2012M12 Included observations: 155 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG_VALOR_TOTAL_DEFL
ACIO(-1) -0.581675 0.073514 -7.912460 0.0000 C 4.392665 0.631088 6.960465 0.0000 R-squared 0.290376 Mean dependent var 0.010801 Adjusted R-squared 0.285738 S.D. dependent var 4.458103 S.E. of regression 3.767724 Akaike info criterion 5.503638 Sum squared resid 2171.948 Schwarz criterion 5.542908 Log likelihood -424.5320 Hannan-Quinn criter. 5.519589 F-statistic 62.60703 Durbin-Watson stat 1.961465 Prob(F-statistic) 0.000000
10.11 – Teste Dick Fuller para Raiz Unitária Variável μ࢚
Null Hypothesis: SPR has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -12.45096 0.0000 Test critical values: 1% level -3.472813
5% level -2.880088 10% level -2.576739 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(SPR)
Method: Least Squares Date: 04/28/13 Time: 15:12
Sample (adjusted): 2000M02 2012M12 Included observations: 155 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. SPR(-1) -1.006587 0.080844 -12.45096 0.0000 C 2.670407 2.279826 1.171321 0.2433 R-squared 0.503289 Mean dependent var -0.003241 Adjusted R-squared 0.500043 S.D. dependent var 39.96374 S.E. of regression 28.25742 Akaike info criterion 9.533409 Sum squared resid 122167.7 Schwarz criterion 9.572679 Log likelihood -736.8392 Hannan-Quinn criter. 9.549359 F-statistic 155.0263 Durbin-Watson stat 2.000060 Prob(F-statistic) 0.000000
10.12 – Teste Dick Fuller para Raiz Unitária Variável ࢚
Null Hypothesis: NIVEL_HISTORICO_DA_EMISS has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.021304 0.2775 Test critical values: 1% level -3.473096
5% level -2.880211 10% level -2.576805 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(NIVEL_HISTORICO_DA_EMISS) Method: Least Squares
Date: 05/25/13 Time: 22:54
Sample (adjusted): 2000M03 2012M12 Included observations: 154 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. NIVEL_HISTORICO_DA_EMI
SS(-1) -0.038740 0.019166 -2.021304 0.0450 D(NIVEL_HISTORICO_DA_E
MISS(-1)) 0.296290 0.077700 3.813258 0.0002 C 0.109809 0.080402 1.365748 0.1740 R-squared 0.101095 Mean dependent var -0.002298 Adjusted R-squared 0.089189 S.D. dependent var 0.757097 S.E. of regression 0.722547 Akaike info criterion 2.207219 Sum squared resid 78.83314 Schwarz criterion 2.266380 Log likelihood -166.9559 Hannan-Quinn criter. 2.231250 F-statistic 8.491076 Durbin-Watson stat 2.075145 Prob(F-statistic) 0.000320
10.13 – Teste Dick Fuller para Raiz Unitária Variável ࢚ି
Null Hypothesis: NIVEL_HISTORICO_T_12 has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.476723 0.0099 Test critical values: 1% level -3.473096
5% level -2.880211 10% level -2.576805 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(NIVEL_HISTORICO_T_12) Method: Least Squares
Date: 05/25/13 Time: 22:56
Sample (adjusted): 2000M03 2012M12 Included observations: 154 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. NIVEL_HISTORICO_T_12
(-1) -0.119005 0.034229 -3.476723 0.0007 D(NIVEL_HISTORICO_T
_12(-1)) 0.260453 0.078584 3.314334 0.0012 C 0.402389 0.169744 2.370568 0.0190 R-squared 0.111510 Mean dependent var -0.002311 Adjusted R-squared 0.099742 S.D. dependent var 1.615930 S.E. of regression 1.533226 Akaike info criterion 3.711913 Sum squared resid 354.9679 Schwarz criterion 3.771074 Log likelihood -282.8173 Hannan-Quinn criter. 3.735944 F-statistic 9.475614 Durbin-Watson stat 2.013503 Prob(F-statistic) 0.000133
10.14 – Teste Dick Fuller para Raiz Unitária Variável ࢚ି
Null Hypothesis: NIVEL_HISTORICO_T_24 has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.604651 0.0942 Test critical values: 1% level -3.473096
5% level -2.880211 10% level -2.576805 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(NIVEL_HISTORICO_T_24) Method: Least Squares
Date: 05/25/13 Time: 22:57
Sample (adjusted): 2000M03 2012M12 Included observations: 154 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. NIVEL_HISTORICO_T_24
(-1) -0.059076 0.022681 -2.604651 0.0101 D(NIVEL_HISTORICO_T
_24(-1)) 0.350080 0.076227 4.592574 0.0000 C 0.195108 0.106040 1.839956 0.0677 R-squared 0.141388 Mean dependent var -0.002298 Adjusted R-squared 0.130015 S.D. dependent var 0.986914 S.E. of regression 0.920524 Akaike info criterion 2.691540 Sum squared resid 127.9519 Schwarz criterion 2.750702 Log likelihood -204.2486 Hannan-Quinn criter. 2.715571 F-statistic 12.43260 Durbin-Watson stat 2.029045 Prob(F-statistic) 0.000010
10.15 – Tabela Resultado da Regressão de Séries Temporais
Dependent Variable: LOG_EMISSOES Method: Least Squares
Date: 06/16/13 Time: 10:33 Sample: 2000M01 2012M12 Included observations: 156
HAC standard errors & covariance (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 5.0000)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
NIVEL_HIST_T_12 -0.509376 0.197320 -2.581463 0.0108
NIVEL_HIST_T_24 0.697760 0.237360 2.939664 0.0038
CDI_T_12 -0.281297 0.058579 -4.802044 0.0000
CDI_T_24 0.207940 0.044976 4.623369 0.0000
BNDES 6.89E-05 4.66E-05 1.479392 0.1412
SPREAD_MEDIO 2.379865 0.780891 3.047628 0.0027
IBOVESPA 1.28E-06 6.76E-07 1.888314 0.0609
C 4.120391 2.080868 1.980131 0.0495
R-squared 0.266251 Mean dependent var 7.547887
Adjusted R-squared 0.231547 S.D. dependent var 4.120749
S.E. of regression 3.612309 Akaike info criterion 5.456492
Sum squared resid 1931.219 Schwarz criterion 5.612895
Log likelihood -417.6064 Hannan-Quinn criter. 5.520016