Teste de H2

Para teste de H2 foram estimadas 12 especificações e em 3 delas os resultados não foram analisados por que um dos testes de validade do GMM indicaram violação de seus pressupostos ou o teste F foi não significante, conforme se verifica na seção 4.4. Na Tabela 27

têm-se os sinais e níveis de significância dos coeficientes de todas as variáveis explicativas das 9 especificações analisadas na seção 4.4 referente aos modelos empíricos (11) e (12).

Tabela 27 – Sinais dos coeficientes e significância estatística das variáveis explicativas dos modelos empíricos (11) e (12)

Painel A - Conjunto de Empresas Total Variáveis

independentes Esperado Sinal

Variável Dependente

Equação (11) Equação (12) Equação (12) Equação (11)

, - + + - *** + * _+,+ - - - * _/0 - + ** + ** + ** + *** ? - - - - - * HG - - - - - ? H + + * + ** + +

Painel B - Conjunto de Empresas Restrito Variáveis

independentes Esperado Sinal

Variável Dependente

Equação (11) Equação (12) Equação (12) Equação (11) Equação (12)

, - + - - *** - - * _+,+ - + - + * /0 - - - + - - ? - - * - * - - - * HG - - - - ? H + + *** + ** + *** + ** + **

Fonte: Elaboração própria.

Nota: No painel A tem-se o Conjunto de Empresas Total que representa o conjunto total de dados das empresas e no painel B o Conjunto de Empresas Restrito que representa o conjunto de dados sem as observações das empresas com a variação no endividamento como porcentagem do total dos ativos superior a 10%. Em ambos os painéis: é a variação no endividamento de longo prazo, é a variação no endividamento de curto prazo e é a variação no endividamento total; *, **, *** representa a significância estatística da estimativa nos níveis de 10%, 5% e 1%, respectivamente; o sinal + indica uma relação esperada positiva entre o regressor e a variável dependente e o sinal - uma relação esperada negativa; e as variáveis dummies de ano foram omitidas por que sua análise não é importante para o estudo em questão. É importante destacar que esta tabela apenas apresentou os resultados das especificações que não violaram nenhum dos pressupostos de validade do GMM-Sis ou o teste F foi significante.

Todos os coeficientes das variáveis de controle estiveram com os sinais esperados nas 9 especificações, em consonância assim com a literatura financeira. Para ? H tem-se diferentes níveis de significância estatística em 7 das 9 especificações, ? foi estatisticamente significante em 2 especificações e * HG em nenhuma. Os coeficientes da variável dependente defasada foram negativos em 5 das 9 especificações e estatisticamente significantes em 2 destas 5 especificações, para as outras 4 especificações os coeficientes foram positivos e não houve significância estatística. * _+,+ comportou-se com os coeficientes negativos em 3 de 5 especificações, mas em nenhuma delas com significância estatística. Assim como nos modelos empíricos para teste de H1, as variáveis explicativas dos

modelos (11) e (12) se mostraram mais adequadas frente à literatura financeira (i.e. estes modelos estão melhores especificados) para o Conjunto de Empresas Restrito quando comparado com o Conjunto de Empresas Total, o que implica em uma maior confiabilidade das estimativas de * _/0 para o Conjunto de Empresas Restrito.

Para a variável de interesse * _/0 é possível verificar que em todas as 4 especificações do Conjunto de Empresas Total os sinais dos coeficientes foram positivos e estatisticamente significantes em 5% e 10%. Para o Conjunto de Empresas Restrito, estes mesmos resultados não prevalecem: os coeficientes possuem uma relação esperada negativa em 4 de 5 especificações, mas sem quaisquer níveis de significância estatística em qualquer uma destas especificações.

Dessa forma, pelos resultados apresentados na Tabela 27 é possível sugerir a existência de uma associação positiva, considerando apenas o Conjunto de Empresas Total, entre as tendências de reclassificações do rating de crédito de empresas não-financeiras listadas da América Latina em grau especulativo e as suas dívidas. Em termos econômicos, os principais resultados indicaram que estas empresas utilizam, anualmente, entre 13,5% e 24% a mais de dívidas, em média, do que as outras empresas do conjunto das empresas estudadas. Todavia, como esta associação não prevalece para o Conjunto de Empresas Restrito, é preciso bastante cautela na avaliação destes achados por que eles podem ter sido influenciados pelas empresas que tiveram grandes modificações das dívidas de um ano para o outro. Isso porque em níveis extremos de emissão de dívidas, segundo Kisgen (2006), praticamente toda empresa espera um downgrade.

Nesse sentido, os resultados encontrados para o Conjunto de Empresas Total pode ser uma indicação de que as empresas não-financeiras listadas da América Latina classificadas em riscos mais elevados e com níveis maiores de dívidas buscam um aumento ainda maior de suas dívidas na eminência de um downgrade por que tentam evitar pagamentos de spreads de crédito ainda maiores quando de um provável rebaixamento de sua classificação. Conforme John, Lynch e Puri (2003) e Sheng e Saito (2005) o spread bancário obtido por um tomador de recursos é diretamente proporcional ao seu rating de crédito (i.e. quanto pior o rating, maior é o spread). Assim, empresas em grau especulativo com níveis elevados de endividamento e com iminência de um downgrade antecipariam contratações de recursos de terceiros por acreditar que teriam um custo de financiamento ainda maior no próximo período

em virtude do possível rebaixamento de sua classificação de risco. Dessa forma, as empresas estariam mais preocupadas com os seus custos de captação de recursos do que com uma possível sinalização negativa para o mercado advinda de um downgrade (ROSS, 1977).

Para o Conjunto de Empresas Restrito não foi possível sugerir que as empresas não- financeiras listadas da América Latina em grau especulativo com iminência de reclassificações do rating utilizam menos dívidas do que as outras empresas do conjunto das empresas estudadas. Isso indica que os gestores das empresas latino-americanos não acreditam que tendências de reclassificações do rating possuem informações importantes para as suas decisões de estrutura de capitais. Contrariando assim as pesquisas de Kisgen (2006, 2009) e Klein, Michelsen e Lampenius (2011) que indicaram a existência de uma associação entre as tendências de reclassificações do rating de crédito e as decisões de estrutura de capitais em empresas de países desenvolvidos.

Nesse sentido, os resultados encontrados para o Conjunto de Empresas Restrito sugerem que o rating não possui conteúdo informacional e não influencia os níveis de endividamento das empresas não-financeiras listadas da América Latina. Estes resultados também contrapõe autores tais como Griffin e Sanvicente (1982), Hand, Holthausen e Leftwich (1992), Goh e Ederington (1993), Matolcsy e Lianto (1995), Steiner e Heinke (2001) e Norden e Weber (2005) que sugeriram que as reclassificações de um rating de crédito apresenta informações importantes para o mercado de títulos e o mercado de ações. E também estudos tais como de Ederington (1985), Graham e Harvey (2001), Servaes e Tufano (2006), Ferri e Liu (2002) Amato e Furfine (2003), Faulkender e Petersen (2006) que demonstraram que o rating afeta é e afetado pela estrutura de capitais de uma empresa.

Além disso, os principais resultados apresentados nesta seção, independentemente do agrupamento de empresas, contradizem as teorias de estrutura de capitais static tradeoff e

pecking order que defendem que as firmas mais arriscadas são mais cautelosas na utilização

das dívidas (MILLER, 1977; MYERS, 1984; MYERS; MAJLUF, 1984), bem como Ross (1977) que apóia a idéia de que somente firmas com alta qualidade podem permitir-se o risco de aumentar o seu nível de alavancagem financeira. Dessa forma, é possível indicar que, pelo menos em termos de risco do negócio, as teorias static tradeoff e pecking order não conseguem explicar o comportamento das empresas listadas não-financeiras da América Latina.