Especificação da paridade descoberta de juros no mercado brasileiro

(1)

FUNDAÇÃO GETULIO VARGAS

ESCOLA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA

MESTRADO EM FINANÇAS E ECONOMIA EMPRESARIAL

JOÃO BARBOSA CAMPBELL PENNA

ESPECIFICAÇÃO DA PARIDADE DESCOBERTA DE JUROS NO MERCADO BRASILEIRO

Rio de Janeiro

(2)

Joao Barbosa Campbell Penna

ESPECIFICAÇÃO DA PARIDADE DESCOBERTA DE JUROS NO MERCADO BRASILEIRO

Dissertação de Mestrado

Dissertação apresentada como requisito parcial para a obtenção do titulo de Mestre em Finanças e Economia Empresarial da Escola de Pós Graduação em Economia da Fundação Getulio Vargas

(3)

Ficha catalográfica elaborada pela Biblioteca Mario Henrique Simonsen/FGV

Penna, João Barbosa Campbell

Especificação da paridade descoberta de juros no mercado brasileiro / João Barbosa Campbell Penna. – 2014.

29 f.

Dissertação (mestrado) - Fundação Getulio Vargas, Escola de Pós-Graduação em Economia.

Orientador: Rafael Chaves Santos. Coorientador: Giuliano Carrozza. Inclui bibliografia.

1. Taxas de juros. 2. Mínimos quadrados. 3. Testes de hipóteses estatísticas. I. Santos, Rafael Chaves. II. Carrozza, Giuliano. III. Fundação Getulio Vargas. Escola de Pós-Graduação em Economia. IV. Título.

(4)

(5)

AGRADECIMENTOS

A minha esposa por sempre me apoiar e não medir esforços para estar ao meu lado

nos momentos mais importantes da minha vida.

Aos meus pais, Teresa e Gilberto e minha irmã Carolina que sempre me

estimularam a correr atrás dos meus sonhos.

Ao meu orientador Rafael Chaves Santos e coorientador Giuliano Carrozza que

foram de uma dedicação exemplar ao longo deste trabalho e souberam me orientar

de maneira impecável.

Aos professores, monitores e funcionários da FGV que propiciaram anos

(6)

RESUMO

Medimos a validade da paridade descoberta de juros – PDJ - para o mercado

brasileiro no período de janeiro de 2010 a julho de 2014. Testamos a equação

clássica da PDJ usando o Método dos Mínimos Quadrados Ordinários. Após a

estimação dos parâmetros, aplicamos o Teste de Wald e verificamos que a paridade

descoberta de juros não foi validada. Estendemos a equação tradicional da PDJ

para uma especificação alternativa que captura medidas de risco Brasil e de

alteração na liquidez internacional. Especificamente, acrescentamos três variáveis

de controle: duas variáveis dummy que capturam condições de liquidez externa e o

índice de commoditie CRB, que captura o risco Brasil. Com a especificação

alternativa, a hipótese de que os retornos das taxas de juros em Real, dolarizadas,

são iguais aos retornos da taxas de juros contratadas em dólares, ambas sujeitas ao

risco Brasil, não foi rejeitada. Em complemento à análise das taxas representativas

do mercado brasileiro, procurou-se avaliar a predominância da PDJ nas operações

de swap cambial realizadas pela Vale S.A.. Para tanto, a série de taxa de juros em

dólares do mercado brasileiro foi substituída pela taxa em dólar dos swaps

contratados pela Vale. Os resultados encontrados demonstram que, quando

comparado ao comportamento do mercado, as taxas em dólares da VALE são mais

sensíveis às variações das taxas em Reais.

Palavras Chaves: Paridade descoberta de juros, Método dos Mínimos Quadrados

(7)

ABSTRACT

We measure the validity of uncovered interest parity - UIP - for the Brazilian market

from January, 2010 to July, 2014. We tested the classical equation of UIP using the

ordinary least squares method. After the estimation, we apply the Wald test and we

verify that the uncovered interest parity has not been validated. We extend the

traditional UIP equation for an alternative specification that captures Brazil risk and

changes in liquidity of the international market. Specifically, we add three control

variables: two dummy variables that capture external liquidity conditions and the

commodity index CRB, which captures Brazil risk. With the alternative specification,

the hypothesis that the returns in interest rates in Real, dollarized, are equal to the

return of interest rate contracted in dollars, both subject to Brazil risk, was not

rejected. To complement the analysis using the interest rates existing in the Brazilian

market, we tried to evaluate the prevalence of UIP in cross currency interest rate

swaps carried out by Vale SA. The interest rate in dollar of the Brazilian market was

replaced by the dollar rate of swaps contracted by Vale. The results show that, when

compared to market behavior, the dollar rates of Vale SA. are more sensitive to

changes in Reais interest rates.

(8)

SUMÁRIO

1. Introdução---8

2. Revisão da literatura e descrição do problema---9

3. Paridade descoberta de juros, Carry-Trade e aspectos específicos do mercado brasileiro---10

4. Metodologia e Resultados---14

5. Conclusão---25

6. Referências bibliográficas---26

7. Apêndice---27

(9)

Índice de Figuras

Figura I: EVOLUÇAO DI 2Y---16

Figura II: EVOLUÇAO DI 5Y---17

Figura III: EVOLUÇAO DDI 2Y---17

Figura IV: EVOLUÇAO DDI 5Y---18

Figura V: EVOLUÇAO exp_camb---18

Figura VI: EVOLUÇAO CRB---19

Índice de Tabelas Tabela I: Resultado Mercado 2Y - Variáveis---20

Tabela II: Teste de Wald Mercado 2Y - Modelo Alternativo (a) & Modelo Clássico (b)---20

Tabela III: Resultado Mercado 5Y - Variáveis ---21

Tabela IV: Teste de Wald Mercado 5Y - Modelo Alternativo ---22

Tabela V: Resultado VALE SA - Variáveis ---22

(10)

8

1 - INTRODUÇÃO

A taxa de câmbio é um dos preços mais importantes para a economia, pois

determina o valor das importações e exportações de um país, assim como o valor da

sua dívida externa, entre outras variáveis. Por conseguinte, os governos a usam

para afetar esses agregados macroeconômicos, tornando-se fundamental entender

a sua dinâmica e seu equilíbrio. Uma das teorias que procura compreender a taxa

de câmbio é a hipótese da paridade descoberta de juros (PDJ). Segundo essa

hipótese, graças ao processo de arbitragem, “os rendimentos esperados dos

depósitos de quaisquer duas moedas são iguais quando medidos em uma mesma

moeda” (KRUGMAN; OBSTFELD, 2001, p. 357). A PDJ ressalta a importância da

interligação entre as economias. Se em um determinado momento existe a livre

mobilidade de capitais, então a taxa de juros desse país terá que convergir para o

nível das taxas de juros internacionais, reduzindo ou anulando o poder do governo

local para de afetá-la.

Dada a importância da PDJ, este trabalho objetiva testá-la para a economia

brasileira entre 2010 e 2014 e está dividido em mais 4 seções além desta

introdução. Foram testados vários modelos de regressão linear. Em paralelo à

avaliação da consistência econométrica de cada modelo, a interpretação econômica

dos coeficientes angulares permitiu que se verificasse a predominância da relação

de equilíbrio entre taxas de juros e câmbio definida pela paridade descoberta da taxa

de juros. O trabalho pretendeu ainda buscar elementos específicos das operações

de swap cambial realizadas pela VALE S.A. no período de janeiro de 2010 a abril de

2014.

Assim, além desta seção, o trabalho está dividido da seguinte maneira: o capitulo 2

apresenta a descrição do problema e a revisão da literatura, descrevendo os

resultados encontrados em outros trabalhos que pretenderam verificar a

predominância da PDJ em alguns mercados. Além disso, descreve a contribuição

específica deste trabalho. O capitulo 3 expõe brevemente o modelo de paridade de

taxa de juros e o conceito de carry-trade. Em seguida, apresenta uma descrição do

mercado de cupom cambial no Brasil e outras peculiaridades do mercado brasileiro.

(11)

9

específico da Vale, exibindo os resultados encontrados. Finalmente, o capitulo 5

apresenta as conclusões e sugestões para trabalhos adicionais.

2 - REVISÃO DA LITERATURA E DESCRIÇÃO DO PROBLEMA

A taxa de câmbio é uma variável de alta volatilidade e de difícil previsibilidade.

Alguns fatores relevantes para se determinar o comportamento do câmbio são o

nível de abertura da economia local, o nível de propensão a risco dos agentes

econômicos, a mobilidade de capitais entre países, e, obviamente, mudanças na

política econômica e cambial.

Por sua vez, variações na taxa de câmbio podem influenciar de forma relevante a

economia local, atingindo diretamente importadores e exportadores e, em série,

consumidores. Por exemplo, a queda de valor da moeda local torna o preço dos

insumos importados mais altos (medidos em moeda local). O repasse natural de

custos aos consumidores faz da queda no câmbio um relevante sinal de alerta de

inflação. No Brasil, o principal instrumento de política monetária e de controle da

inflação tem sido a definição da taxa Selic. Nesse sentido, entender sua relação com

as taxas de câmbio representa algo de bastante relevância.

A PDJ prevê que as moedas com altas taxas de juros nominais devem se depreciar.

Prevê ainda que, ceteris paribus, um aumento da taxa de juros real doméstica deve

apreciar sua moeda. Alguns trabalhos teóricos estudaram as condições de

não-arbitragem entre taxas de juros e taxas de câmbio. Edwards e Khan (1985),

Shambaugh (2004), entre outros, sugerem a impossibilidade de que os agentes

obtenham lucros por meio de arbitragem nos mercados cambial e de títulos de renda

fixa, corroborando a existência de uma paridade descoberta da taxa de juros.

Porém, na prática, as implicações dessa teoria nem sempre são verificadas. Existem

diversas evidências contra a PDJ - Hodrick (1987), Engel (1996), entre outros. Uma

explicação mais comum para a falha da PDJ seria a existência de um prêmio de

risco que muda no tempo como uma recompensa para a posição especulativa na

(12)

10

evidências que suportam a PDJ - Bekaert e Hodrick (2001), Baillie e Bollerslev

(2000), Chinn e Meredith (2001, 2003), entre outros. De fato, as conclusões sobre a

PDJ dependem da abordagem aplicada na análise, incluindo o período, o tamanho e

a frequência da amostra.

Com relação aos testes da PDJ em países da América Latina, pode-se destacar o

trabalho de Carvalho e Divino (2010). Os resultados indicam a validade da hipótese

da PDJ em todos os casos examinados, indicando a presença de mobilidade de

capitais em países da América Latina após a adoção de planos de estabilização

econômica. Como aplicação da PDJ à economia brasileira, pode-se citar o trabalho

de Marçal et alii (2003), que conclui sobre a validade da PDJ em determinadas

condições.

Nesse contexto, o presente trabalho procura verificar a predominância da PDJ em

um período mais recente, verificando a influência ou mudança de comportamento no

período de crise ou de mudanças relevantes nas políticas monetária do Federal

Reserve (FED). Em complemento, verificou-se também se a relação de equilíbrio

definida pela PDJ era também observada nas operações de swap cambial realizada

pela Vale S.A. no período analisado.

3 - PARIDADE DESCOBERTA DE JUROS, CARRY-TRADE E ASPECTOS ESPECÍFICOS DO MERCADO BRASILEIRO

A globalização que ocorre em todos os setores da economia mundial se faz bem

visível nos mercados financeiros. Os países são de certa maneira interligados,

fazendo com que os investidores escolham onde eles pretendem fazer suas

aplicações financeiras. Mesmo países menos desenvolvidos, como o Brasil,

possuem seus mercados financeiros suficientemente maduros para atrair

estrangeiros que procurem retornos atrativos para seus investimentos.

Essa interligação dos mercados faz com que títulos de dois países diferentes, com

(13)

11

comparação dos rendimentos, será preciso considerar esses títulos na mesma

moeda. Não havendo oportunidades de arbitragem inexploradas, o rendimento dos

dois títulos medidos na mesma moeda deverá ser igual. Essa é a essência da PDJ.

A conhecida estratégia de carry-trade (que consiste em tomar recursos emprestados

em países com baixas taxas de juros e emprestar em países com altas taxas) visa

explorar a invalidez da paridade descoberta dos juros e tem sido crescentemente

utilizada por agentes econômicos.

3.1 - TAXA DE JUROS NO BRASIL

As taxas de juros do mercado financeiro são determinadas, basicamente, pela

política monetária adotada pelo Banco Central do Brasil e pelas expectativas dos

agentes econômicos quanto ao risco dos títulos públicos. As taxas de câmbio, por

sua vez, são influenciadas pela política monetária do Governo Federal, assim como

pelo Saldo do Balanço de Pagamentos e expectativas inflacionárias.

O CDI (Certificado de Depósito Interbancário) é um documento de empréstimo entre

bancos, com duração normalmente de um dia útil. Servem aos bancos para cobrir

diferença de posição de saldo de um dia para o outro. Para diminuir o risco da

operação, estes bancos oferecem como garantia de pagamento os títulos públicos

federais que possuem. Assim, diz-se que CDI é um empréstimo com lastro em títulos

públicos federais. A taxa CDI nasce do valor médio destes empréstimos no dia.

3.2 - CONTRATO DI FUTURO

São acordos de compra ou venda da expectativa de taxa de juro de DI para o

período compreendido entre a data de negociação e a data de vencimento do

contrato. De maneira resumida, pode-se dizer que o Depósito Interfinanceiro (DI)

representa uma operação de empréstimo entre bancos e que a taxa média DI da

Cetip representa a taxa referencial básica do custo das operações interbancárias.

A negociação de DI Futuro no Mercado BM&F constitui-se em uma referência para a

economia como um todo por sintetizar as expectativas sobre os comportamentos

dos juros para períodos futuros. Isso é possível, em primeiro lugar, pelo seu elevado

(14)

12

total transparência. Além disso, trata-se de um contrato futuro referenciado em uma

taxa amplamente divulgada e conhecida pelo mercado.

3.3 - CUPOM CAMBIAL

O contrato futuro de cupom cambial é a taxa de juros obtida a partir da diferença

esperada entre a taxa acumulada do depósito interbancário (DI) e a variação da taxa

de câmbio no período da operação (PTAX 800 de venda). A negociação do contrato

futuro de cupom cambial iniciou-se em 1998 a fim de substituir o uso combinado dos

contratos futuros de dólar e de depósito interbancário de 1 dia pelos agentes do

mercado.

Também conhecido como DDI – código na BMF&Bovespa – o cupom cambial é

principalmente utilizado por instituições do mercado financeiro. Ele representa o

diferencial da taxa de juro interna e a variação cambial esperada, referindo-se ao

mesmo período. Pode-se dizer então que o cupom cambial é uma taxa de juros em

dólar, ou colocado de outra maneira, é a remuneração liquidada em reais dos

dólares investidos no Brasil. Quanto maior o cupom cambial, maior será a

atratividade da entrada de recursos na economia. Caso haja um aumento na taxa de

juros local ou expectativa de valorização do Real, a taxa do cupom cambial tende a

aumentar. Em outras palavras, o cupom cambial é um título cuja remuneração

corresponde à variação cambial acrescida de uma taxa. Ao comprar o cupom

cambial, o investidor terá lucro se a taxa acumulada do CDI for superior à observada

na depreciação do Real. Cupom = CDI – E(desvalorização do Real).

Existem dois tipos de cupom cambial: Cupom Cambial Sujo, este calculado com

base na PTAX de um dia anterior, sendo contaminado pela variação cambial, e o

Cupom Cambial limpo, onde é retirado o efeito da variação cambial, isto é, é

substituída a PTAX do dia anterior à operação pela taxa do dólar spot.

3.4 - MERCADO DE TAXA DE CÂMBIO NO BRASIL – DÓLAR SPOT E FUTURO

Como demonstrado em Garcia e Urban (2004), as operações do mercado

interbancário brasileiro podem ser feitas diretamente entre os participantes do

(15)

13

corretoras têm o papel de unir as duas pontas de uma negociação, a compradora e

a vendedora, não podendo carregar posições em moeda estrangeira.

Como argumentam Garcia e Urban (2004), "mercado interbancário de câmbio é

regulamentado e fiscalizado pelo Conselho Monetário Nacional e pelo Banco Central

do Brasil. Praticam operações nesse mercado apenas bancos expressamente

autorizados. As negociações entre os bancos podem ser realizadas com ou sem a

interveniência de sociedades corretoras.

Adicionalmente ao mercado à vista, existe o mercado de derivativos de câmbio,

entre os quais se destaca o mercado de dólar futuro. O dólar futuro é negociado

principalmente no pregão da BM&F. Como a legislação brasileira referente ao

mercado cambial autoriza o livre acesso à moeda estrangeira à vista tão somente a

bancos com carteira de câmbio (Garcia e Urban, 2004), tal limitação faz com que

diversas operações típicas do mercado à vista sejam transferidas para o mercado

futuro. Segundo o Banco de Compensações Internacionais (BIS, 2007), o mercado

de dólar futuro real/dólar é o segundo maior mercado de derivativos de câmbio

transacionados em pregão do mundo. Enquanto isso, o mercado à vista real/dólar

corresponde a menos de 1% do volume total de câmbio à vista negociado no

mundo.

A legislação com relação ao mercado de derivativos de câmbio é muito menos rígida

do que aquela que rege o mercado à vista de dólar. Uma restrição que não se aplica

é quanto ao carregamento de posições em moeda estrangeira por instituições que

não são autorizadas pelo Banco Central: enquanto no mercado à vista apenas as

instituições autorizadas podem carregá-las, no mercado de derivativos praticamente

qualquer agente pode fazê-lo, desde que atingidas condições mínimas exigidas pela

BM&F.

Assim, uma característica singular do mercado cambial brasileiro é o fato do volume

transacionado no mercado futuro de câmbio ser cerca de cinco vezes superior ao

volume total transacionado no mercado à vista interbancário. Isso não se verifica nos

principais mercados cambiais do mundo (principalmente nos países do G7), onde o

(16)

14

4 – METODOLOGIA E RESULTADOS

Dado o objetivo deste trabalho de testar a PDJ para o Brasil, representada na

equação 1, escolheu-se o o período de janeiro de 2010 a julho de 2014 e o Método

dos Mínimos Quadrados Ordinários. Após a estimação dos parâmetros, testamos a

significância estatística dos parâmetros aplicando o Teste de Wald.

camb i

i_Re_ais  _Dólaresexp_ (1)

Onde:

 ais

i_Re taxa de juros doméstica (moeda local).

 Dólares

i taxa de juros em dólares de uma aplicação realizada localmente.



camb

exp_ expectativa de desvalorização da moeda local.

Após estudar diversas alternativas, o modelo escolhido considera como variável

dependente a taxa de juros em dólares, adicionada à expectativa de desvalorização

cambial, e como variáveis independentes, a taxa de juros em Reais e o índice CRB.

CRB DI a camb

DDIexp_    (2)

Onde:



DI taxa de juros em Reais, representada pelo contrato DI futuro



camb

exp_ expectativa de desvalorização cambial, representada pelo futuro de

câmbio (BRL/USD) de dois anos.



DDI contrato de cupom cambial da BM&F



(17)

15

Para todas as variáveis neste trabalho foram utilizadas as taxas médias de cada

mês do período de amostragem, contabilizando assim 55 observações mensais.

Teoricamente, a PDJ deve ser válida para qualquer período de tempo e qualquer

periodicidade aplicada à variação cambial e às taxas de juros em Real e em Dólar, o

que corresponde à hipótese de que não há possibilidade de arbitragem, não

importando qual seja o horizonte temporal. No trabalho, a série histórica de DI

Futuro (DI) representa a taxa de juros em Reais. Como dito anteriormente, ela é

usada pelos investidores que querem aplicar em juros no Brasil e é um dos contratos

de maior liquidez negociados na BM&F. Como proxy para expectativa de taxa de

câmbio usou-se o futuro de câmbio BRL/USD com prazo de dois anos. Para a taxa

de juros em dólares foram considerados os contratos DDI da BM&F (cupom

cambial). Ele representa justamente a taxa de juros em dólares negociada no Brasil.

Foram avaliadas duas especificações com diferentes prazos: DI Futuro (DI) e DDI de

2 anos; DI Futuro (DI) e DDI de 5 anos.

Durante o período da amostra tivemos dois subperíodos especiais onde a atuação

do banco central americano (FED – Federal Reserve) exerceu impacto relevante no

mercado. Sua politica de afrouxamento monetário, conhecida como quantitative

easing (programa de recompra de títulos do governo), teve como finalidade reativar

a economia americana após a grave crise de 2008/09 e impactou de forma severa

as taxas de juros e de câmbio nos EUA, e consequentemente, no resto do mundo.

Para se levar em conta a especificidade destes dois períodos, duas variáveis dummy

foram introduzidas no modelo. A dummy d2 capta o período de implementação do

segundo programa de recompra de títulos – QE2 e a dummy d3 o período do

terceiro programa de recompras - QE3.

Para o índice CRB, a regressão considera desvios percentuais da média mensal do

CRB diário em relação à média diária do índice durante o período de 1981 até 2003

(média de 254.66).

O argumento para esta metodologia se baseia no fato de que, como nos últimos 10

anos, com o boom de commodities, o índice está sobre apreciado, e temos

dificuldade em medir o quanto, usar esse critério de descontar a média do índice no

(18)

16

commodities sem ter que arbitrar valores que sejam impactados de forma

significativa pelos preços observados na vizinhança da crise de 2008.

A seguir apresenta-se uma rápida análise do comportamento das variáveis do

modelo no período em que foram observadas neste trabalho.

Os dois primeiros gráficos (Gráficos I e II) mostram o comportamento das taxas de

juros em Reais através do contrato de DI futuro de 2 e 5 anos, os dois seguintes

(Gráficos III e IV) retratam o comportamento das taxas de juros em dólares para o

mercado brasileiro através dos contratos de cupom cambial DDI de 2 e 5 anos. Já

nos dois últimos gráficos (Gráficos V e VI) podemos ver a variação do câmbio e do

índice de commodities CRB entre 2010 e 2014. A fonte de todos os dados foi a

Bloomberg.

Figura I – EVOLUÇAO DI2Y

7 8 9 10 11 12 13

I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III

2010 2011 2012 2013 2014

(19)

17

Figura II – EVOLUÇAO DI5

8 9 10 11 12 13 14

2010 2011 2012 2013 2014

DI5

Figura III – EVOLUÇAO DDI2Y

1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 4.5 5.0

2010 2011 2012 2013 2014

(20)

18

Figura IV – EVOLUÇAO DDI5Y

2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 4.5 5.0 5.5

2010 2011 2012 2013 2014

CC5

Figura V – EVOLUÇAO exp_camb

0 5 10 15 20 25 30 35

2010 2011 2012 2013 2014

(21)

19

Figura VI – EVOLUÇAO CRB

50 60 70 80 90 100 110 120 130

2010 2011 2012 2013 2014

CRB_SERIE

Assim, a condição de não arbitragem descrita na equação 2 passou a ser definida

como:

3 2 exp_camb a DI CRB d d

DDI      (3)

Onde:

1 2

d se t



Ago/10,Jan/11



e d20 se t



Ago/10,Jan/11



1 3

d se t



jul/12,dez/12



e d30 se t



jul/12,dez/12



As tabelas a seguir apresentam os resultados obtidos para os dois modelos finais:

Clássico: (DDI + exp_cambio) = y = c(1) + c(2) x DI + errot

Alternativo:(DDI + exp_cambio) y = c(1) + c(2) x DI + c(3) x dummy2 + c(4) x

(22)

20

Na Tabela I, temos como variável explicada, tanto para o modelo clássico de PDJ

como para o modelo alternativo, y = DDIexp_camb.

TABELA I - Resultado M ercado 2Y - Variáveis

Em seguida, foi feito o Teste de Wald para testar a seguinte restrição conjunta dos

coeficientes: c(1) = 0, c(2) = 1, conforme descrito abaixo:

TABELA II – Teste de W ald M ercado 2Y - M odelo Alternativo (a) & M odelo Clássico (b)

(a)Estatisitica Valor GL Probabilidade

Estatistica - F 1.321527 (2, 50) 0.2759

Qui-quadrado 2.643053 2 0.2667

Hypotese Nula: C(1)=0,

C(2)=1

(b)Estatisitica _Valor _GL _{Probabilidade}

Estatistica - F 127.76 (2, 53) 0.0000

Qui-quadrado 255.53 2 0.0000

C(2)=1

c(1) c(2) c(3) c(4) c(5)

Coef. 5,5726 1,2331

p-valor (0,1792) (0,0013)

Coef. 3,2852 1,0743 -4,9867 -4,8598 0,0500

p-valor (0,5600) (0,0110) (0,0031) (0,0050) (0,0984)

c(1) Coef. Angular

c(2) DI2Y

c(3) d2

c(4) d3

c(5) CRB

M odelo classico

(23)

21

Neste primeiro modelo onde consideramos taxas de juros de 2 anos em reais e

dólares, quando analisados os coeficientes, p-valores e o teste de Wald, fica clara a

validade da PDJ para o modelo alternativo. Sobre as variáveis incluídas no modelo

alternativo, cabe ressaltar os sinais negativos das duas variáveis dummy que

representam os dois períodos de afrouxo monetário realizado pelo Federal Reserve

(FED) que derrubou as taxas de juros em dólar. Sobre a variável acrescentada,

CRB, ela possui sinal positivo, que faz sentido visto que momentos de índice de

commodities em alta coincidem com momentos de atividade econômica mundial em

alta, traduzindo em taxas de juros maiores no mundo.

Já para o modelo clássico a validade da PDJ claramente não foi verificada quando

observamos o Teste de Wald.

TABELA III - Resultado M ercado 5Y - Variáveis

c(1) c(2) c(3) c(4) c(5)

M odelo classico Coef. 1,7672 1,6170

p-valor (0,7568) (0,0014)

M odelo alternativo Coef. 0,2880 1,3810 -4,3595 -4,9771 0,0513

p-valor (0,9713) (0,0202) (0,0087) (0,0112) (0,1084)

c(2) DI5Y

c(3) d2

c(4) d3

(24)

22

TABELA IV - Teste de W ald M ercado 5Y - M odelo Alternativo

Estatisitica Valor GL Probabilidade

Estatistica - F 2.106532 (2, 50) 0.1323

Qui-quadrado 4.213064 2 0.1217

C(2)=1

Após analisarmos os coeficientes, p-valores e o teste de Wald, fica clara a validade

da PDJ para o modelo alternativo quando analisado com as taxas de juros de 5 anos

em reais e dólares. Conforme esperado, os sinais das variáveis dummy continuam

iguais aos do modelo de 2 anos. Já para o modelo clássico a validade da PDJ

claramente não foi verificada (coef c(2) bem distante de 1,00).

TABELA V - Resultado VALE SA - Variáveis

TABELA VI - Teste de W ald VALE SA

Estatisitica Valor GL Probabilidade

Estatistica - F 2.269678 (2, 47) 0.1146

Qui-quadrado 4.539355 2 0.1033

C(2)=1

c(1) c(2) c(3) c(4) c(5)

Coef. -1,7982 1,5148 -4,7175 -3,3287 0,0413

p-valor (0,7987) (0,0040) (0,0078) (0,0494) (0,1876)

c(2) DI5Y

c(3) d2

c(4) d3

c(5) CRB

(25)

23

Na Tabela V e VI, fizemos o teste modificando a taxa em dólares do mercado pela

taxa praticada pela VALE em seus swaps, onde a empresa fica passiva em taxas de

juros em dólares. O resultado do teste nos mostra que os modelos são equivalentes,

exceto pelo coeficiente DI5Y da VALE que é maior que o dos modelos utilizando as

taxas de mercado. Deste fato pode-se concluir que as taxas em dólares praticadas

pela VALE são mais sensíveis a variações do DI que a média do mercado. Podemos

observar que os sinais das variáveis c(3), c(4) e c(5) permaneceram iguais aos dos

modelos de mercado, pois, o afrouxo monetários nos EUA, representado no modelo

pelas duas variáveis dummy, impacta de maneira similar as taxas de juros em

dólares praticadas tanto pelo mercado como pela VALE. Sobre a variável c(5),

podemos perceber que ela afeta muito pouco a taxa de juros em dólares da empresa

visto que a VALE tem seu risco “commoditie” muito associado somente ao minério

de ferro, e não a totalidade das commodities consideradas no índice.

5 – CONCLUSÃO

Os testes realizados não corroboraram a PDJ (paridade descoberta de juros) em sua

versão clássica. Entretanto, na sua versão alternativa, com a inclusão das dummies,

do índice CRB e considerando as taxas de juros de 2 anos e 5 anos, os testes

apresentaram sustentação empírica da PDJ no mercado brasileiro durante o período

de 2010 a 2014.

Quando substituímos a taxa de juros em dólar do mercado pela taxa em dólar

praticada pela VALE S.A., os resultados mostram uma maior sensibilidade da taxa

em dólar em relação à taxa em Reais – DI quando comparado ao modelo com

ambas as taxas de mercado.

Esse resultado era esperado. Da mesma forma que o Beta de equity da Vale é

superior a um, também o mercado de dívida corporativa reflete a maior volatilidade

(26)

24

6 - REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS

Jaimilton Carvalho, José Angelo Divino (2010). Paridade Descoberta da Taxa de

Juros em Países Latino-Americanos. Working Paper, Universidade Católica de

Brasília.

Marçal, E. F., Valls Pereira, P. L. V., & Santos Filho, O. C. (2003). Paridade do poder

de compra: Testando dados brasileiros. Revista Brasileira de Economia, 57:159.190.

Francis, B. & Hunter, D. (2002). Emerging market liberalization and the impact on

uncovered interest rate parity. University of South Florida.Working Paper.

Hodrick, R. J. (1987). The Empirical Evidence on the Ef_ciency of Forward and

Futures Foreign Exchange Markets. Harwood.

Engel, C. (1996). The forward discount anomaly and the risk premium: A survey of

recent evidence. Journal of Empirical Finance, 3:123.192.

Bekaert, G. & Hodrick, R. J. (2001). Expectations hypotheses tests. Journal of

Finance, 56(4):115.138.

Baillie, R. T. & Bollerslev, T. (2000). The forward premium anomaly is not as bad as

you think. Journal of International Money and Finance, 19(4):471.488.

Edwards, S. e M. S. Khan (1985) Interest Rate Determination in Developing

Countries: A Conceptual Framework. IMF Staff Papers 32, 377-403.

KRUGMAN, P.; OBSTFELD, M. Economia internacional: teoria e política. 5 ed. São

Paulo: Makron Books, 2001.

Shambaugh, J. C. (2004) The Effect of Fixed Exchange Rates on Monetary Policy.

(27)

25

7 – APÊNDICE

Mercado 2Y – Modelo Alternativo

Dependent Variable: CC2+BRLAUX Method: Least Squares

Date: 10/14/14 Time: 12:51

Sample (adjusted): 2010M01 2014M07 Included observations: 55 after adjustments

HAC standard errors & covariance (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 4.0000)

CC2+BRLAUX=C(1)+C(2)*DI2+C(3)*DUMMY2(-4)+C(4)*DUMMY3(-2)+C(5) *(CRB/254.66-1)*100

Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C(1) 3.285224 5.598591 0.586795 0.5600

C(2) 1.074340 0.406927 2.640126 0.0110

C(3) -4.986684 1.602426 -3.111958 0.0031

C(4) -4.859827 1.656748 -2.933353 0.0050

C(5) 0.050001 0.029689 1.684189 0.0984

R-squared 0.243466 Mean dependent var 18.77031

Adjusted R-squared 0.182943 S.D. dependent var 5.027075

S.E. of regression 4.544033 Akaike info criterion 5.952015

Sum squared resid 1032.412 Schwarz criterion 6.134500

Log likelihood -158.6804 Hannan-Quinn criter. 6.022584

F-statistic 4.022718 Durbin-Watson stat 2.488510

(28)

26

(29)

27

Mercado 5Y - Modelo Alternativo

Dependent Variable: CC5+BRLAUX Method: Least Squares

Date: 10/14/14 Time: 12:55

Sample (adjusted): 2010M01 2014M07 Included observations: 55 after adjustments

HAC standard errors & covariance (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 4.0000)

CC5+BRLAUX=C(1)+C(2)*DI5+C(3)*DUMMY2(-4)+C(4)*DUMMY3(-2)+C(5) *(CRB/254.66-1)*100

C(1) 0.288054 7.966098 0.036160 0.9713

C(2) 1.381037 0.575818 2.398394 0.0202

C(3) -4.359547 1.596770 -2.730229 0.0087

C(4) -4.977148 1.889238 -2.634473 0.0112

C(5) 0.051322 0.031483 1.630161 0.1094

(30)

28

(31)

29

Modelo VALE

Included observations: 52 after adjustments

HAC standard errors & covariance (Bartlett kernel, Newey-West fixed

bandwidth = 4.0000)

VALEUSD1+BRLAUX=C(1)+C(2)*DI5+C(3)*DUMMY2(-4)+C(4)*DUMMY3(-2)

+C(5)*(CRB/254.66-1)*100

C(1) -1.798283 7.010238 -0.256522 0.7987

C(2) 1.514829 0.500096 3.029079 0.0040

C(3) -4.717519 1.697745 -2.778697 0.0078

C(4) -3.328652 1.650074 -2.017275 0.0494

C(5) 0.041292 0.030877 1.337305 0.1876