DIVIDEND YIELD E OS RETORNOS DAS AÇÕES BRASILEIRAS

FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS

ESCOLA BRASILEIRA DE ECONOMIA E FINANÇAS MESTRADO EM FINANÇAS E ECONOMIA EMPRESARIAL

BRUNO PEREIRA PINTO

DIVIDEND YIELD E OS RETORNOS DAS AÇÕES

BRASILEIRAS

Rio de Janeiro 2017

DIVIDEND YIELD E OS RETORNOS DAS AÇÕES

BRASILEIRAS

ORIENTADOR: André de Castro Silva

Rio de Janeiro 2017

RESUMO

Este trabalho verifica a previsibilidade dos retornos das ações cotadas na BM&FBovespa a partir do dividend yield. Foi elaborada uma regressão dos excessos de retorno (prêmios de risco) e retornos com relação ao dividend yield de períodos anteriores e das variações nos dividendos do ano imediatamente anterior. Os resultados evidenciam a capacidade preditiva do dividend yield, sobretudo para um ano de defasagem. Neste caso, o coeficiente com relação ao dividend yield é estatisticamente e economicamente significativo. No entanto, de maneira oposta ao obtido em estudos análogos realizados em outros países, a capacidade preditiva é gradativamente reduzida ao longo do tempo até se tornar nula.

ABSTRACT

This paper checks for the predictability of stocks negotiated in Sao Paulo Stock Exchange index from aggregate dividend yield. It examined a multiple regression of the excess return (Risk Premium) and return in relation to the dividend yields of prior periods and changes in dividends for the preceding year. The results show the predictive capacity of the dividend yield, especially for a one year lag. In this case, the coefficient with respect to the dividend yield is statistically and economically significant. However, this is gradually reduced over time until it became null.

Keywords: Dividend yield, Predictability and Returns.

Ficha catalográfica elaborada pela Biblioteca Mario Henrique Simonsen/FGV

Pinto, Bruno Pereira

Dividend yield e os retornos das ações brasileiras / Bruno Pereira Pinto. – 2017.

24 f.

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

Orientador: André de Castro Silva. Inclui bibliografia.

1. Ações (Finanças). 2. Dividendos. 3. Empresas – Avaliação. 4. Taxa interna de retorno. I. Silva, André de Castro. II. Fundação Getulio Vargas. Escola de Pós- Graduação em Economia. III. Título.

1

INTRODUÇÃO

Este trabalho estuda a capacidade preditiva das variações do dividend yield (dividend-price ratio) sobre os retornos esperados das ações negociadas na BM&FBovespa. Para tanto, foi realizada uma regressão múltipla para testar a influência das variações no indicador dividend yield nas variações dos excessos de retorno (prêmios de risco) e retornos de ações de uma seleção de empresas cujas ações são cotadas na Bolsa de Valores de São Paulo.

Essa regressão foi baseada na regressão linear simples proposta por Fama e French (1988) com uma variável a mais, o crescimento dos dividendos. Os resultados corroboram a previsibilidade de excessos de retornos e retornos pelas variações no indicador dividend yield para a maioria das defasagens estudadas. No entanto, os coeficientes encontrados e o R2 _{são decrescentes à medida que as defasagens aumentam.}

O coeficiente que mede a sensibilidade de variações do dividend yield nas variações dos excessos de retorno de 27,82 para uma defasagem de um ano é expressivo, ou seja, uma variação de um ponto percentual no dividend yield em um determinado instante gera um aumento de, aproximadamente, 28 pontos percentuais no prêmio de risco um ano depois. O R2 _{de, aproximadamente, 60% do modelo para essa defasagem também foi} relevante. Esse resultado sugere que o dividend yield também é um indicador antecedente que pode ser utilizado como critério para a seleção de ações para uma carteira que objetive retornos de curto prazo, especialmente um ano.

Para prazos mais longos, temos uma relação menor, mas ainda significativa. Para a defasagem de dois anos, o coeficiente é de 10,34 e o R2 _{de 40%; três anos, 4,29 e 20%; e,} quatro anos, 1,82 e 31%, respectivamente. A perda de capacidade preditiva do modelo

com o aumento das defasagens acompanha a diminuição da volatilidade dos excessos de retorno e retornos ao longo do tempo. Essa característica indica uma tendência de reversão à média dos retornos com o passar dos anos.

Os resultados do quinto ano: coeficiente nulo e R2 _{de 34%, indicam que os retornos} passam, gradativamente, a ser mais previsíveis pelo crescimento dos dividendos e menos pelo dividend yield.

Portanto, a capacidade preditiva do dividend yield em relação aos excessos de retorno existe em defasagens mais curtas. Para prazos mais longos, outros fatores influenciam de forma mais significativa os retornos. Nesse aspecto, pode-se dizer que os resultados obtidos são opostos aos encontrados por Fama e French (1988) e Cochrane (2011), em estudos análogos a partir de dados anuais do CRSP (The Center for Research in Security Prices), ambos encontram coeficientes e R2 crescentes com o aumento das defasagens.

Não é objeto de estudo desse trabalho a investigação das explicações sobre as diferenças observadas entre as tendências crescentes e decrescentes do coeficiente e do R2 _{para os mercados norte-americano e brasileiro, respectivamente. No entanto, parece} fazer sentido a hipótese de que no mercado norte-americano, mais maduro e com mais ações negociadas, os retornos dos ativos tendem a ser menos suscetíveis à influência de influxos ou fuga de capitais especulativos, gerando, portanto, retornos relacionados aos fundamentos e expectativas por períodos mais longos que o que ocorre em países emergentes como o Brasil.

Handa & Tiwari (2006) também reconheceram a capacidade preditiva de variáveis como a dividend yield. Contudo, esclareceram que carteiras de ações montadas a partir de uma estratégia baseada em indicadores como o dividend yield por exemplo, podem não gerar ganhos econômicos significativos em alguns períodos quando comparada à uma

carteira cuja alocação dos ativos não considera que os retornos sejam previsíveis (retornos das ações são independentes e identicamente distribuídos - i.i.d).

Em contrapartida, Goyal & Welch (2002) concluíram que a capacidade preditiva da dividend yield não é consistente. Os autores encontraram boa capacidade preditiva de retornos por modelos baseados em dividend yield em uma amostra até os anos 90. No entanto, essa capacidade não se mostrou consistente para períodos além da amostra. A partir de 2001, por exemplo, mesmo essa capacidade preditiva limitada não é mais observada.

Campbell e Shiller (1998), estudando os mercados da França, Itália e Alemanha, entre 1970 e 1997, não encontraram uma relação entre o retorno e a razão dividendo preço para os países europeus.

No Brasil, Anchite e Issler (2001), a partir de dados do Ibovespa de 1986 a 1998, e Morales (2006), com dados compreendidos entre 1995 e 2005, em seus trabalhos sobre a eficiência do mercado brasileiro, testam o modelo de valor presente (MVP) descrito por Campbell e Shiller (1987, 1988 a,b) e Campbell (1991) dentre outros, a partir de um modelo de vetores autoregressivos (VAR). Este modelo relaciona o preço de uma ação ao seu fluxo futuro de dividendos trazido a valor presente por uma taxa de desconto constante ou variável. Essa taxa de desconto pode ser entendida como a taxa de retorno. Uma questão associada a esse modelo, é responder se o dividend yield é um bom previsor do crescimento dos dividendos e das taxas de desconto (taxas de retorno). A conclusão se dá pela comparação dos spreads teórico e observado. Se forem estatisticamente iguais, o mercado é eficiente e o dividend yield deve ser um bom previsor de retornos. Os seus resultados indicam que, para taxas de retorno variáveis, há compatibilidade da previsibilidade dos retornos com a existência de um mercado eficiente sob um contexto de expectativas racionais para o mercado brasileiro.

Depois, Wienandts (2015) testou a hipótese da eficiência de mercado definida por Fama (1970) que consiste na impossibilidade de se obter ganhos superiores ao esperado pelo modelo de risco. Seus resultados, a partir de dados do mercado brasileiro entre 1995 e 2014, rejeitam a hipótese da igualdade entre os dividend yields calculado e observado. Rejeitam, portanto, a hipótese da eficiência do mercado brasileiro. Com isso, conclui que os retornos e excessos de retorno são variáveis ao longo do tempo.

2

EXERCÍCIO ECONOMÉTRICO

Conforme proposto por Fama e French (1988), considere o modelo de Gordon em tempo discreto no qual Dt,, que representa os dividendos por ação distribuídos entre os períodos t-1 e t, crescem à uma taxa constante g, e a taxa de juros de mercado que relacione o fluxo futuro de dividendos e o preço da ação em t-1, denominada r. Nesse modelo o preço no período t-1 é dado por:

(

)

(

)

De (1) podemos inferir que a dividend yield é a taxa de juros subtraída da taxa de crescimento dos dividendos,

g r P D t t = − −1 (2)

No modelo de Gordon, a taxa r também significa o retorno das ações. Esse modelo, portanto, evidencia que a dividend yield, representada na equação (2) pelo termo Dt/Pt-1, não é uma proxy perfeita para os retornos esperados porque também reflete o crescimento esperado dos dividendos. Ainda assim, apesar disso e da premissa pouco realista sobre taxas constantes de retorno das ações e crescimento de dividendos, o modelo de informação perfeita é suficiente para mostrar a relação entre a dividend yield e os retornos e que, a dividend yield é provavelmente capaz de capturar variações do retorno esperado. Com base nisso, o modelo proposto por Fama e French consiste em uma regressão linear na qual a variável independente é o dividend yield no período t e a variável dependente é o retorno acumulado de T períodos à frente de t,

(

) ( ) ( ) ( ) (

)

Onde: r

(

)

( )

Ressaltando que variações do dividend yield oriundas de variações no crescimento esperado dos dividendos podem influenciar o coeficiente β(T) e, consequentemente, a capacidade preditiva do modelo. Em outras palavras, as variações do dividend yield que não estão relacionadas com variações dos retornos esperados, podem ser consideradas como ruídos que fazem com que a regressão não capture algumas variações dos retornos. Isso faz com que os coeficientes de regressões de retornos e dividend yields possam ser subestimados.

Em contrapartida, quando os retornos esperados variam com o tempo, o efeito sobre a taxa de desconto dos dividendos, r, tende a sobrestimar os efeitos sobre a variação dos retornos esperados, r

(

)

choque no retorno esperado em t que eleve a taxa de desconto r e que não seja compensado por um aumento dos dividendos. Nessa situação, o choque resultará em uma redução não esperada de Pt. Partindo da premissa de que o dividend yield é capaz de

prever retornos, um choque no retorno esperado também causa um choque no dividend yield. Além disso, devido ao efeito na taxa de desconto r, choques no retorno esperado produzem uma correlação negativa entre retornos não esperados e choques no dividend yield no período t que produzem coeficientes sobrestimados em regressões de retornos e dividend yields. Contudo, este viés não inviabiliza a conclusão de que o dividend yield tem capacidade preditiva em relação aos retornos.

Como visto, os coeficientes da regressão podem apresentar viés de alta ou de baixa. A

definição do cálculo do dividend yield entre

1 − t t PD ou _t t P

D podem ser representar um viés ou outro na regressão.

Calcular o dividend yield como

t t

P

D pode gerar coeficientes sobrestimados, uma vez que Dt é defasado em relação à Pt apesar de estarem no mesmo período t. A razão para

tanto reside no fato de que Pt captura informações sobre dividendos futuros enquanto Dt

está dado. Assim, se as expectativas para a distribuição futura de dividendos são boas, Pt

sobe e, como Dt não varia com essas expectativas, cai, mas o retorno esperado

(

)

r , + sobe. O resultado é uma correlação negativa entre os resíduos em t,

ε

(

)

o choque no dividend yield,

t t

P

D , que produz um viés de alta nos coeficientes de regressão quando o dividend yield é calculado dessa forma. Assim, se considerarmos que

os preços das ações em t-1 e calcularmos o dividend yield como

1 − t t P D , teremos uma

variação menor dos dividendos em relação ao preço reduzindo assim um possível viés de

alta do dividend yield. No entanto, apesar de

1 − t t P D

evitar a conclusão de não rejeição de

falsos positivos para a capacidade preditiva do dividend yield para os retornos, se choques em t tiverem um efeito negativo sobre os retornos esperados, o uso de um dividend yield mais defasado para projetar retornos esperados tende a subestimar a variação dos retornos esperados.

3

DADOS

Os dados utilizados foram: uma série de dividend yields e uma série de retornos. Ambos de ações que passaram pelo critério de liquidez definido pelo NEFIN/USP (Núcleo de Pesquisa em Economia Financeira da Universidade de São Paulo) que consiste, dentre outras, em:

• A ação é a mais negociada de uma empresa ao longo do último ano; e,

• A ação foi negociada em mais de 80% dos dias no ano anterior com volume superior a R$ 500 mil por dia.

Dessa forma, há uma carteira elegível diferente por ano.

O indicador dividend yield foi calculado pelo NEFIN/USP (Núcleo de Pesquisa em Economia Financeira da Universidade de São Paulo). Para tanto, foi considerado o montante de dividendos e juros sobre capital próprio pagos nos últimos 252 dias úteis das ações selecionadas pelos critérios de liquidez. Esse valor foi dividido pelo valor de mercado (somatório do produto das ações selecionadas pelas suas cotações de mercado ao fim de cada mês) dessas empresas para chegar-se ao dividend yield. A série de dados utilizada no modelo é semanal e está compreendida entre 2001 e março de 2017.

Os retornos foram obtidos pelas variações entre as cotações de fechamento de uma determinada data e do pregão de 52 semanas antes de cada empresa componente da carteira de um determinado ano. De forma coerente com metodologia utilizada para a construção da dividend yield, os retornos de cada ação compõem o retorno da carteira com pesos iguais. Os retornos utilizados não estão impactados pelas variações da inflação.

Os excessos de retorno foram calculados pela subtração dos retornos reais das ações pela taxa livre de risco. A taxa livre de risco utilizada foi a taxa referencial ao ano de swaps DI pré-fixada com prazo de 30 dias descontada do IPCA acumulado nos 12 meses anteriores à data de referência.

Os dados de retorno são apresentados de forma semanal. No entanto, tal qual o dividend yield, não apresentam variações em relação à semana anterior, mas sim a correspondente aos últimos 252 dias. Os dados semanais tornam possível uma quantidade de dados razoável para a realização de um exercício econométrico mais robusto mesmo diante de um horizonte temporal relativamente reduzido para estudos dessa natureza.

Tabela 1 - Estatísticas descritivas

Defasagem em T semanas Observações Média Desvio-Padrão Mínimo Máximo

Correlação com o crescimento anual dos

dividendos Excessos de Retorno % aa 52 ( 1 ano ) 835 5,01% 33,73% -65,00% 118,00% 67,41% 104 ( 2 anos ) 778 2,46% 20,84% -32,70% 62,00% 64,23% 156 ( 3 anos ) 722 3,05% 15,26% -29,00% 46,50% 33,92% 208 ( 4 anos ) 665 3,74% 12,98% -21,80% 38,20% 7,84% 260 ( 5 anos ) 611 3,92% 11,00% -21,40% 32,50% -9,05% Dividend-yield 52 ( 1 ano ) 791 2,56% 0,75% 0,52% 5,14% 81,86% 104 ( 2 anos ) 738 2,54% 0,76% 0,52% 5,14% 70,48% 156 ( 3 anos ) 686 2,53% 0,79% 0,52% 5,14% 76,87% 208 ( 4 anos ) 634 2,52% 0,81% 0,52% 5,14% 87,54% 260 ( 5 anos ) 582 2,51% 0,85% 0,52% 5,14% 87,17% Variação Dividend-yield % aa 52 ( 1 ano ) 791 -0,68% 33,25% -77,45% 88,18% 104 ( 2 anos ) 738 -3,05% 18,88% -55,45% 46,46% 156 ( 3 anos ) 686 -2,61% 14,89% -50,06% 29,23% 208 ( 4 anos ) 634 -1,71% 11,68% -36,41% 33,91% 260 ( 5 anos ) 582 -1,43% 8,77% -29,43% 13,33%

Excessos de Retorno Anualizados, Dividend-Yield e variação do Dividend-Yield

Em resumo, a tabela 1 mostra que os desvios-padrão tanto dos excessos de retorno quanto das variações do dividend yield diminuem quando os períodos de defasagem aumentam e que as variações na distribuição de dividendos são mais correlacionadas com os excessos de retorno no curto prazo do que em prazos

maiores, além de manterem uma alta correlação com o divdend yield em todos os períodos. 0,00 0,01 0,02 0,03 0,04 0,05 0,06 -1,00 -0,50 0,00 0,50 1,00 1,50 02/02/2001 02/02/2003 02/02/2005 02/02/2007 02/02/2009 02/02/2011 02/02/2013 02/02/2015 02/02/2017 D iv id en d -Y ie ld Ex ce ss o s d e R et o rn o % 5 2 s em an as

Dividend Yield e Excesso de Retorno

Excesso Retorno k=0 Dividend Yield

Tabela 2 - Correlações

T defasagens 52 ( 1 ano ) 104 ( 2 anos ) 156 ( 3 anos ) 208 ( 4 anos ) 260 ( 5 anos )

52 ( 1 ano ) 1,00

104 ( 2 anos ) 0,24 1,00

156 ( 3 anos ) 0,06 -0,23 1,00

208 ( 4 anos ) -0,02 -0,12 -0,31 1,00

260 ( 5 anos ) 0,04 0,11 -0,10 -0,15 1,00 Excessos de Retorno Anualizados

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RESULTADOS

A Tabela 3 apresenta os principais resultados da regressão simples considerando diferentes defasagens T:

Tabela 3 - Regressões de Previsão de Excessos de Retorno

Horizonte T semanas β t(β) R2 Excesso de Retorno e Retorno Esperado (1) Desvio-padrão do Excesso de Retorno e Retorno Esperado (2) Índice de Sharpe Excessos de Retorno % aa 52 ( 1 ano ) 16,72* 11,88 13,53% 42,53% 12,20% 0,29 104 ( 2 anos ) 3,93* 4,28 2,14% 10,00% 2,87% 0,29 156 ( 3 anos ) 1,14 1,60 0,34% 2,89% 0,83% 0,29 208 ( 4 anos ) -1,60* -2,75 0,95% -4,08% 1,17% -0,29 260 ( 5 anos ) -2,71* -6,50 4,05% -6,88% 1,97% -0,29 Retornos % aa 52 ( 1 ano ) 16,61* 11,98 12,92% 42,49% 12,42% 0,29 104 ( 2 anos ) 3,89* 3,99 1,81% 9,88% 2,96% 0,30 156 ( 3 anos ) 0,84 1,01 0,01% 2,11% 0,66% 0,31 208 ( 4 anos ) -2,32* -3,47 1,52% -5,84% 1,89% -0,32 260 ( 5 anos ) -3,50* -6,92 4,95% -8,79% 2,95% -0,34 r (t, t+T) = α(T) + β(T) Y (t) + ε(t,t+T)

Onde: r(t,t+T) representa os excessos de retorno ou retonos ao ano entre t e t+T; Y(t) é o dividend yield em t; β é o coeficiente da regressão do dividend yield; t(β) é a estatítica-t para o coeficiente β; e, índice de Sharpe = (2)/(1). Coeficientes marcados com (*) são significativos, p-valor menor do que 5%.

A magnitude dos coeficientes é grande no curto prazo. Eles são decrescentes ao longo do tempo até apresentarem sinais negativos em defasagens maiores. Os coeficientes dessa regressão podem ser interpretados como o somatório dos coeficientes de cada um dos coeficientes de 1 ano que o compõem. Em outras palavras, o coeficiente β(T) na regressão contra r(t, t+T) é a soma dos coeficientes de regressão dos retornos r(t,t+1), ...,

r(t+T-1,t+T), sobre Y(t). Assim, temos que a cada ano de defasagem o coeficiente se torna gradativamente menos relevante e, consequentemente, menos explicativo. Além disso, os coeficientes não decrescem na mesma proporção a cada ano, sendo as quedas anuais menores para defasagens maiores. Essa tendência sugere que os excessos de retorno apresentam uma reversão à média.

Os sinais negativos, por sua vez, indicam a existência de retornos não esperados ou de ruídos causados pela influência de mudanças no crescimento esperado dos dividendos. Uma outra alternativa estaria relacionada à escassez de dados uma vez que o horizonte temporal analisado abrange poucos anos.

De acordo com Cochrane (2011) em análise de exercício análogo, o R2 _{nesse caso não} é uma medida que tenha um significado econômico uma vez que se atém à variância de excessos de retorno observados e, portanto, não seria uma boa medida de variância dos excessos de retorno esperados. Nesse sentido, sugeriu o índice de Sharpe como medida mais adequada para representar a dispersão das estimativas de excessos de retorno estimados pelo modelo.

Tomando como exemplo o exercício com a defasagem de dois anos em que o coeficiente estimado foi de 3,93, a interpretação deste é que para uma variação de um ponto percentual no dividend yield, os excessos de retorno variam aproximadamente quatro pontos percentuais um ano adiante. Como dito anteriormente, com preços constantes, a variação de um ponto percentual do dividend yield deveria resultar em uma variação de apenas um ponto percentual dos excessos de retorno. A sensibilidade entre as variáveis estimada pelo coeficiente sugere discrepância entre as variações dos dividendos e dos preços. A Tabela 1 apresenta desvio-padrão dos excessos de retorno com defasagem de dois anos de cerca de 21%. O desvio-padrão da variação do dividend yield é de 19%, aproximadamente. A magnitude próxima de ambos os indicadores, aliada a um

baixo R2_{, indica que houve variação intensa dos preços, o que conjuntamente analisado} com os três pontos percentuais adicionais na sensibilidade medida pelo coeficiente quando o dividend yield varia um ponto percentual, sugere que os preços, e não os dividendos, se movimentaram de maneira não prevista pelo racional do modelo.

O desvio-padrão de 2,87% ao ano do excesso de retorno esperado não é alto em termos absolutos, mas se comparado ao excesso de retorno esperado, 10% aa, é significativo. Cochrane (2011) em seu exercício para uma defasagem de 1 ano encontrou um estimador de 3,8 e um desvio-padrão para os excessos de retorno de 5,46% ao ano e avalia o desvio-padrão encontrado como alto. O autor argumenta que o seu estimador é enviesado pelo fato de sua amostra ser pequena. O mesmo pode estar ocorrendo com os dados em tela, uma vez que o horizonte temporal coberto, em anos, é pequeno.

Os resultados desse exercício não corroboram a tese da previsibilidade dos retornos a partir do dividend yield. A correlação entre as variáveis dependente e independente ocorre apenas no curto prazo (1 ou 2 anos) e o R2 _{que não chega a ser expressivo mesmo} para o período de um ano, diminui consideravelmente com o aumento das defasagens.

No entanto, estes resultados podem estar prejudicados por ruídos relacionados ao crescimento dos dividendos ou pela limitação dos dados disponíveis que não cobrem um período muito extenso. Uma alternativa para contornar essas dificuldades é acrescentar variáveis ao modelo.

A política de distribuição de dividendos pode produzir variações no dividend yield que ofusquem informações sobre os retornos esperados ou façam com que a relação entre a dividend yield e os retornos esperados variem com o tempo.

Além disso, Anchite e Issler (2001) observam a presença de sazonalidade na distribuição de dividendos com concentração no segundo trimestre. Assim, acrescentar a variável crescimento dos dividendos nas últimas 52 semanas (1 ano) no modelo, resolve

no modelo a questão da sazonalidade que poderia estar influenciando os resultados. Ao considerar o crescimento nesse período, a concentração dos dividendos no segundo trimestre passa a ser capturada por todos os valores que a variável assume.

Acrescentamos ao modelo a variável variação dos dividendos e o modelo passou a ser expresso pela equação de regressão múltipla,

(

) ( ) ( ) ( )

(

)

r , + =

α

β

ε

A tabela 4 evidencia os resultados encontrados.

Tabela 4 - Regressões de Previsão de Excessos de Retorno

Horizonte T semanas (β) t(β) R2 Excesso de Retorno ou Retorno Esperado (1) Desvio-padrão do Excesso de Retorno ou Retorno Esperado (2) Índice de Sharpe Excessos de Retorno % aa 52 ( 1 ano ) 27,82* 29,16 59,74% 73,08% 26,32% 0,36 104 ( 2 anos ) 10,34* 12,64 39,84% 27,06% 13,04% 0,48 156 ( 3 anos ) 4,29* 5,97 20,20% 11,40% 6,87% 0,60 208 ( 4 anos ) 1,82* 3,09 31,26% 5,20% 7,51% 1,45 260 ( 5 anos ) 0,01 0,02 33,58% 0,65% 6,57% 10,18 Retornos % aa 52 ( 1 ano ) 27,64* 27,77 57,23% 72,60% 26,19% 0,36 104 ( 2 anos ) 10,42* 11,56 36,06% 27,30% 13,32% 0,49 156 ( 3 anos ) 4,19* 4,95 11,19% 7,31% 6,12% 0,84 208 ( 4 anos ) 1,27 1,82 27,22% 8,04% 4,66% 0,58 260 ( 5 anos ) -0,64 -1,16 29,02% -0,91% 7,18% -7,91 r (t, t+T) = α(T) + β(T) Y (t) + φ(T)ΔD(t+T-1,t+T) + ε(t,t+T)

Onde: r(t,t+T) representa os excessos de retorno ou retonos ao ano entre t e t+T; Y(t) é o dividend yield em t; ΔD(t+T-1;t+T) é a variação dos dividendos entre t+T-1 e t+T; β é o coeficiente da regressão do dividend yield; t(β) é estatítica-t para o coeficiente β; e, índice de Sharpe = (2)/(1). Coeficientes marcados com (*) são significativos, p-valor menor do que 5%.

A variação dos dividendos agregou poder preditivo ao modelo além de eliminar alguns sinais negativos dos coeficientes β para defasagens maiores. A tendência decrescente dos coeficientes e do R2 _{se manteve.}

Algebricamente, a queda do R2 _{ao longo do tempo significa que a variância dos} excessos de retorno projetados cresce mais devagar do que a variância dos resíduos (fatores

não explicados pelo modelo). Em contrapartida, os ganhos de R2 _{com o modelo de regressão} múltipla, foram significativos em mais períodos o que sugere que, de fato, o modelo de regressão simples estava sofrendo influência de ruídos, um deles, a variação do dividend yield.

Os coeficientes positivos são uma evidência forte de que o dividend yield sinaliza variações no excesso de retorno. A tendência decrescente dos coeficientes indica que eles não são autocorrelacionados. A velocidade menor da queda para defasagens maiores, sugere que os excessos de retorno convergem lentamente para uma média. Esse fato é corroborado pela menor variância dos excessos de retorno com defasagens maiores expostos na Tabela 1.

Quando comparamos o exercício com retornos no lugar dos excessos de retorno, observamos coeficientes menores, mas a tendência decrescente se mantém.

Em resumo, apesar de eventuais distorções por problemas associados à limitação da amostra, uma conclusão em comum do exercício econométrico baseado na equação de regressão simples de Fama e French (1988) entre o presente estudo e o realizado por Fama e French e, posteriormente por Cochrane, é que há influência do dividend yield nos excessos de retorno. A principal diferença entre os estudos recai sobre o comportamento dos estimadores ao longo do tempo. Enquanto Fama e French (1988) e Cochrane (2011) observam coeficientes crescentes e grandes para prazos maiores, no presente estudo, a influência do dividend yield nos excessos de retorno ocorre mais intensamente em prazos mais curtos e passa a ser inexistente a partir do quinto ano. Para os retornos, essa tendência se mantém, mas a influência passa a não ocorrer mais em períodos além do quarto ano.

Os resultados encontrados estão em consonância com as conclusões associadas a Anchite e Issler (2001) e a Morales (2006), que corroboram a tese da eficiência para o mercado brasileiro que tem como uma das implicações a capacidade preditiva do dividend yield.

Em termos práticos, um gestor de uma carteira de ações poderia, portanto, utilizar o dividend yield como critério para selecionar ações de uma carteira que objetive excessos de retorno com prazo de até quatro anos. Assim, as ações candidatas a compor uma carteira poderiam ser ordenadas pela variação do dividend yield no ano anterior e nos dois, três e quatro anos anteriores.

As ações com variação mais significativa do dividend yield no último ano, devem impactar mais expressivamente os retornos em um ano mas poderão ser mantidas na carteira após esse prazo por influenciarem também os retornos dos anos seguintes, ainda que em menor magnitude.

Os ativos cujos dividend yields variaram mais em anos anteriores (até quatro anos), influenciarão menos significativamente o excesso de retorno e poderiam compor carteira até serem eventualmente substituídos por ações que tenham apresentado maior variação do dividend yield em um, dois, três ou quatro anos.

O gráfico a seguir compara os retornos anuais de uma carteira com ativos selecionados pelo indicador dividend yield com defasagem de um ano com os retornos de mercado e da taxa livre de risco (taxa referencial ao ano de swaps DI pré-fixada com prazo de 30 dias):

-1,00 -0,50 0,00 0,50 1,00 1,50 02/02/2001 02/02/2003 02/02/2005 02/02/2007 02/02/2009 02/02/2011 02/02/2013 02/02/2015 R et o rn o % 5 2 s em an as

Retorno Carteira Dividend Yield X Ibovespa X Taxa Livre de Risco

Ibovespa Carteira Taxa Livre de Risco

Observa-se que o retorno da carteira supera os retornos do mercado e da taxa livre de risco em diversas oportunidades.

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CONCLUSÃO

A principal conclusão consiste, ao contrário do encontrado por Fama e French (1988) e Cochrane (2011), ambos estudos com base em dados do mercado norte-americano, que as regressões de excessos de retorno e dividend yields respondem por uma parcela maior das variações no curto prazo do que em períodos maiores. Uma possível explicação para tanto, pode estar na maior maturidade do mercado norte-americano que tem uma quantidade muito maior de ações negociadas, além do fato do mercado brasileiro ser mais volátil.

Até meados da década de 2000, o Brasil e os demais países emergentes receberem um grande influxo de capitais em busca de maiores retornos. Ao fim dessa mesma década, observou-se um movimento de saída desses capitais diante das crises que se sucederam. A combinação desse influxo intenso e saída expressiva de capitais observada na década de 2000, demonstra a volatilidade dos mercados emergentes, no caso em tela do Brasil, diante de um mercado mais maduro como o dos Estados Unidos da América.

Portanto, uma hipótese sobre a diferença da influência do dividend yield nos Estados Unidos da América e no Brasil seria a maior suscetibilidade dos retornos das ações negociadas no mercado brasileiro a movimentos de capitais especulativos.

A partir de uma variação de um ponto percentual no dividend yield, o efeito esperado é o um aumento de 28 pontos percentuais nos excessos de retorno um ano depois. Para os retornos, o impacto é mesmo. Essa relação também é expressiva, ainda que em menor magnitude, para defasagens de até quatro anos para excessos de retorno.

No quinto ano de defasagem, o entanto, não há impacto da variação do dividend yield nos excessos de retorno e a relação é sem efeito para os retornos já a partir do quarto ano.

As principais razões para tanto parecem ser a existência de retornos inesperados quando o período de análise aumenta e o fato dos excessos de retorno entre as defasagens não serem autocorrelacionados.

Essas conclusões permitem que um gestor de uma carteira de ações escolha ativos que tenham apesentado variação significativa do dividend yield a fim de auferir ganhos de rentabilidade na carteira de um a quatro anos depois.

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REFERÊNCIAS

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Profissional em Economia. Área de concentração: Finanças) – Insper Instituto de Ensino e Pesquisa, 2015.