Heterogeneidade de Desempenho na América Latina: uma investigação dos efeitos transientes do país de origem

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Heterogeneidade de Desempenho na América Latina: uma investigação dos efeitos transientes do país de origem

Autoria:Carlos Eduardo Carvalho, Rodrigo Bandeira-de-Mello, Rosilene Marcon,

Silvio Luiz Gonçalves Vianna

RESUMO

Este trabalho alinha-se com a tradição de pesquisa que investiga a heterogeneidade do desempenho das firmas a partir de fatores teóricos como o efeito firma, o efeito indústria e, em trabalhos recentes, o efeito do país de origem. A heterogeneidade das firmas continua sendo uma das questões fundamentais para pesquisadores na área de estratégia. Apesar de avanços metodológicos, as modelagens anteriores não investigaram como o efeito do país de origem da firma varia com o tempo. Este artigo objetiva identificar a importância dos efeitos transientes do país na heterogeneidade das firmas em face da volatilidade presente nos países da América Latina. Realizou-se a decomposição de variância para dois indicadores de performance, o desempenho econômico e o operacional, usando uma base de dados de firmas de cinco países da América Latina. O período de análise compreendeu duas janelas de cinco anos, representando diferentes ciclos de turbulência ambiental: a primeira de 1998 a 2002 e a segunda de 2003 a 2007. Os resultados mostram que os efeitos puros do país de origem, bem como seus efeitos transientes, aumentam em períodos de elevada turbulência ambiental, e que esses efeitos são maiores sobre o desempenho econômico do que sobre o desempenho operacional das firmas. Os resultados também sugerem que os gestores devem dedicar parte de sua atividade à gestão de fatores exógenos pertencentes ao ambiente institucional do país. Palavras-chave: Heterogeneidade no desempenho; Decomposição de variância; Efeitos transientes do país.

1. Introdução

Estudos têm sido desenvolvidos com o intuito de entender quais são as origens dos retornos anormais obtidos pelas firmas fundamentados em duas correntes teóricas principais: a economia da organização industrial, com seu paradigma Estrutura, Conduta e Desempenho (ECD), e a Visão da Firma Baseada em Recursos (RBV). Esta última atribuí a performance superior principalmente as características da firma e não somente ao setor. A identificação das fontes dessa heterogeneidade e dos mecanismos pelos quais diferentes níveis de performance são obtidos e sustentados tem como principais referências as pesquisas desenvolvidas no contexto da economia americana, como o trabalho seminal de Schmalensee (1985), Rumelt (1991), Roquebert, Andrisani e Phillips (1996) e McGahan e Porter (1997, 2002) e Hawawini, Subramanian e Verdin (2003).

O trabalho de Schmalensee (1985) abriu caminho para uma tradição de estudos baseados em modelos de componentes de variância. Para uma revisão da evolução, ver os trabalhos de Rumelt (1991), McGahan e Porter (1997), Brito e Vasconcelos (2004, 2005), Bandeira-de-Mello e Marcon (2004, 2005 e 2006) e Gonçalves e Quintella (2006).

O paradigma ECD é oriundo da Organização Industrial e encontra em Porter (1986) um de seus principais expoentes. Essa corrente de estudos busca a explicação para o desempenho anormal das organizações a partir do comportamento ou conduta desenvolvido em função da estrutura industrial existente. A RBV encontra respostas para os retornos anormais obtidos pelas firmas por meio da melhor utilização do feixe de recursos que cada organização possui, visto que os recursos são fontes de vantagem competitiva sustentável quando apresentam heterogeneidade e imobilidade (BARNEY, 1991). Apesar de os principais resultados empíricos estarem relacionados aos efeitos da firma e da indústria, há motivos para

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se acreditar que o país onde se opera também pode estar associado à heterogeneidade de desempenho. Pesquisadores do institucionalismo econômico preocupam-se com as instituições de um país ou região e suas conseqüências no desempenho econômico, e para tanto, buscam entender os desempenhos diferentes das economias através do tempo (NORTH, 1990; HALL; SOSKICE, 2001). Hoskisson et al.(2000) discutem que o papel das instituições é reduzir custos de transação e de informação através da diminuição da incerteza e do estabelecimento de uma estrutura estável que facilite as interações e ressaltam as diferenças institucionais entre os países desenvolvidos e as economias emergentes.

O efeito país tem sido modelado por poucos trabalhos (BRITO e VASCONCELOS, 2003 e 2005; GOLDSZMIDT, BRITO e VASCONCELOS, 2007; MAKINO, ISOBE e CHAN, 2004; HAWAWINI, SUBRAMANIAN e VERDIN, 2004; CHAN, ISOBE e MAKINO, 2008). No estudo de firmas de 47 países entre as principais economias do mundo, promovido por Brito e Vasconcelos (2005), o efeito país foi significativo, assim como no trabalho de Goldszmidt, Brito e Vasconcelos (2007), com firmas de 37 países. Makino, Isobe e Chan (2004) estudaram o efeito país sobre o desempenho de unidades de negócio de empresas multinacionais localizadas em 79 países, estratificados em pequenos países de baixo desenvolvimento, grandes países de baixo desenvolvimento, países de desenvolvimento recente e países desenvolvidos. Seus resultados mostraram que o efeito país em pequenos países de baixo desenvolvimento foi maior do que o dobro do encontrado nos países de elevado desenvolvimento, demonstrando que há diferenças significativas no efeito país entre grupos de países.

Considerando as restrições que as instituições econômicas impõem ao desempenho da firma (PENG; HEATH, 1996) e a elevada turbulência característica dos países emergentes, em especial aqueles localizados na América Latina (AL) que enfrentam oscilações substanciais em seus indicadores macroeconômicos ao longo do tempo, este trabalho tem por objetivo identificar a importância das variações nas instituições econômicas nacionais na heterogeneidade de desempenho das firmas localizadas em diferentes países, identificando os efeitos transientes do fator país na heterogeneidade.

O presente artigo procura contribuir para o entendimento dos efeitos transientes do país, em uma região geoeconômica de elevada turbulência, de duas formas. Primeiro, estimando os efeitos puros do país e os efeitos da interação país-ano durante um período de 10 anos. Segundo, comparando os efeitos puros e transientes do país relativos a duas janelas temporais de cinco anos cada uma, nas quais se pode identificar períodos macroeconômicos diferenciados. No caso da AL, as influências de sua volatilidade ambiental e turbulência institucional nos efeitos do país de origem não têm sido objeto de investigação. Argumenta-se aqui que o efeito país tem importantes variações ao longo do tempo em virtude de como as economias e suas instituições reagem aos choques exógenos.

A análise compreendeu uma amostra de cinco países da América Latina, Argentina, Brasil, Chile, México e Peru, levando-se em consideração os efeitos da turbulência ambiental sofridos pelas empresas desses países. Os países da amostra representam quase 80% do Produto Interno Bruto (PIB) da região. Foi realizada a decomposição de variância, utilizando-se os fatores “firma”, “país”, “indústria”, “ano”, e as interações entre os três últimos. O desempenho econômico foi mensurado a partir do retorno sobre o patrimônio líquido, deduzindo-se os custos de capital próprio (considerados como custos de oportunidade para os acionistas); e o desempenho operacional pelo retorno operacional sobre os ativos.

2. Revisão da Literatura

Na busca pela explicação da heterogeneidade no desempenho das firmas muitos trabalhos tem sido realizados, (SCHMALENSEE, 1985; RUMELT, 1991; MCGAHAN e

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PORTER, 1997; BROUTHERS, 1998; ADNER; HELFAT, 2003; HAWAWINI, SUBRAMANIAN; VERDIN, 2003; RUEFLI; WIGGINS, 2003; MCNAMARA, VAALER; DEVERS, 2003 (BRITO e VASCONCELOS, 2004 e 2005; BANDEIRA-DE-MELLO e MARCON, 2004, 2005 e 2006; GONÇALVES E QUINTELLA, 2006), introduzindo novas variáveis (CHANG e HONG, 2002; WALKER, MADSEN e CARINI, 2002), novos modelos e indicadores.

Os estudos que mostram a importância do país de origem para o desempenho das firmas têm aumentado e apresentado achados significativos (BRITO e VASCONCELOS, 2003 e 2005; GOLDSZMIDT, BRITO e VASCONCELOS, 2007; MAKINO, ISOBE e CHAN, 2004; HAWAWINI, SUBRAMANIAN e VERDIN, 2004; CHAN, ISOBE e MAKINO, 2008), apesar de seus resultados serem muito variados entre si (GOLDSZMIDT, BRITO e VASCONCELOS, 2007).

O país onde opera uma empresa está associado a restrições e a oportunidades determinadas em grande parte pelas instituições do país. Sendo as instituições um conjunto de regras formais ou informais que os atores econômicos seguem, por razões cognitivas, normativas, ou materiais (NORTH, 1990), elas podem ter efeitos sobre o desempenho das firmas, seja através de influências na obtenção de recursos, como defendido por Wan (2005), seja pela apropriação das rendas geradas pelos recursos, como explanado por Foss e Foss (2005), ou pela estrutura industrial nacional, como defendido por Porter (1989).

As instituições econômicas da América Latina, região regularmente categorizada como “em desenvolvimento” ou “de baixo desenvolvimento econômico” têm se caracterizado pela elevada instabilidade. Khanna e Palepu (1997) ao discutir sobre dificuldades de implementação de estratégias em países emergentes concluem que nesses países a imprevisibilidade do funcionamento das instituições pode inviabilizar qualquer operação. Como já destacado por Bandeira-de-Mello e Marcon (2006), em países emergentes as variáveis macroeconômicas estão fortemente baseadas na política monetária, com o constante controle da inflação.

O quadro 1 apresenta um resumo de algumas variáveis macro-econômicas disponibilizadas pelo Banco Mundial (THE WORLD BANK, 2008), mostrando algumas diferenças da América Latina em relação à realidade mundial, bem como a representatividade do conjunto de cinco países inclusos neste trabalho em relação à região.

Quadro 1: Informações macroeconômicas

Variáveis Mundo América Latina e Caribe (ALC) % em Relação ao Mundo Bloco estudado neste estudo % em Relação à ALC

Dívida Externa Total (% PIB) - 25,8 - 33,6 130,23

PIB (US$) (bilhões) 48.461,9 2.964,2 6,12 2.359,1 79,59 Renda Per Capta - Método Atlas (US$) 7.448 4.785 64,25 5.496 114,86 População Total (milhões) 6.538,1 556,1 8,51 376,6 67,72 Crescimento Populacional (% anual) 1,2 1,3 108,33 1,06 81,54 Matrículas Escolares – Primário (%) 86,3 93,9 108,81 96,85 103,14 Fonte: Adaptado de The World Bank (2008)

Além dos países da América Latina apresentarem diferenças em relação aos países desenvolvidos, o bloco de países selecionados para este estudo (Argentina, Brasil, Chile, México e Peru), que representa quase 80% do PIB de toda a América Latina e Caribe (ALC), não representa em si um bloco homogêneo, havendo grandes diferenças macroeconômicas e institucionais entre eles, principalmente em uma das variáveis econômicas mais importantes, a taxa de juros. A tabela 01 exemplifica essas diferenças mostrando as taxas básicas de juros dos cinco países deste estudo, dividindo a série em dois períodos.

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Tabela 01: Taxas básicas de juro nos países estudados

Ano/País Argentina Brasil Chile México Peru Média TBond Libor

1998 8,38 28,96 7,34 31,00 12,55 17,65 5,26 5,21 1999 10,86 19,04 4,86 18,67 10,49 12,78 5,65 6,51 2000 11,35 15,84 4,65 17,01 9,21 11,61 6,03 5,99 2001 7,65 19,05 5,01 10,08 4,86 9,33 5,02 2,45 2002 29,72 24,90 2,77 8,38 3,61 13,88 4,61 1,46 1o. Período 13,59 21,56 4,93 17,03 8,14 13,05 5,31 4,32 2003 3,97 16,33 4,54 6,95 2,54 6,87 4,01 1,46 2004 2,83 17,75 3,62 8,58 2,50 7,06 4,27 3,10 2005 5,01 18,05 5,33 7,92 2,69 7,80 4,29 4,82 2006 6,05 13,19 3,69 7,25 3,19 6,67 4,80 5,31 2007 8,64 11,18 4,45 7,85 3,23 7,07 4,63 4,46 2o. Período 5,30 15,30 4,33 7,71 2,83 7,09 4,40 3,83

Fontes: Argentina - Taxa de Interesse BC Republica Argentina – BCRA Brasil - Taxa SELIC 252 dias. Fonte – Economática®

Chile - Taxa de Interesse - TIP 365. Fonte – Economática® México - Taxa de Interesse - CETES 360. Fonte – Economática® Peru - Taxa de Interesse Passiva - TIPMN. Fonte – Economática® TBond10 – Bônus do Tesouro Americano – 10 anos – Fonte FED (2008) Libor – Fonte BBA (2008)

Vê-se que no primeiro período, de 1998 a 2002, as taxas básicas de juros das economias estudadas foram consideravelmente superiores às do segundo período, compreendido entre os anos de 2003 a 2007. Percebe-se também que há grandes diferenças entre os países, com algumas taxas anuais abaixo de 3% contrastando com outras ao redor de 30%. A tabela 01 permite ainda uma comparação com duas taxas de juros de países desenvolvidos como a T Bond que valoriza os títulos do tesouro americano com vencimento em 10 anos e a Libor que é a taxa praticada no mercado interbancário de Londres. Observa-se que no período 1998-2002 a média de juros oferecida pelos países estudados foi quase sempre o dobro da dos países desenvolvidos, enquanto o período seguinte apresenta outra realidade, na qual as taxas de juros estão um pouco acima das taxas americanas e européias, mas já bem mais próximas.

Seguindo os trabalhos seminais de Schmalensee (1985), Rumelt (1991) e McGahan e Porter (1997), diversos trabalhos têm incluído outros fatores, como o país, além da indústria e da firma, para melhor descrever a heterogeneidade no desempenho das firmas.

O efeito país tem sido incluído nas modelagens mais recentes, utilizando variáveis distintas, dentre as quais algumas constantes do quadro 2. No estudo de firmas de 47 países de Brito e Vasconcelos (2005), o qual utilizou um indicador de desempenho baseado no crescimento de vendas, o fator país foi associado a aproximadamente 10% da variação de desempenho observada, enquanto para um indicador baseado no retorno sobre ativos o mesmo fator explicou 5,4% da variação. Goldszmidt, Brito e Vasconcelos (2007) estudaram o retorno sobre o ativo de firmas em 37 países e encontraram que 2,9% de sua variação é associado ao país, valor equivalente e pouco superior ao associado pelo fator indústria. Contudo, tais estudos foram realizados sobre amostras globalizadas, com países de todos os continentes, não tendo sido uma preocupação o estudo de países localizados em uma região específica.

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Quadro 2: Estudos prévios sobre heterogeneidade de desempenho

LO/AT: lucro operacional sobre ativos totais; ROE-ke: lucro líquido sobre patrimônio líquido descontado o custo de oportunidade; P_VPA: preço da ação sobre seu valor escritural; RSV: retorno sobre vendas; ROA: lucro líquido sobre ativos totais.

Um estudo que segmentou os países foi o de Makino, Isobe e Chan (2004) que estudou o seu efeito sobre o desempenho de unidades de negócio de empresas multinacionais localizadas 79 países, estratificados em pequenos países de baixo desenvolvimento, grandes países de baixo desenvolvimento, países de desenvolvimento recente e países desenvolvidos. Seus resultados mostram 7,7% de efeito país no grupo de pequenos países de baixo desenvolvimento, contrastando com 3,6% nos países de elevado desenvolvimento. O trabalho demonstra que há diferenças significativas no efeito país entre grupos de países, contudo, mesmo esse trabalho não esteve preocupado com as regiões geoeconômicas onde estão localizadas as empresas, pois os estratificou com base em seu desenvolvimento econômico.

A interação do fator país com o tempo tem sido negligenciada na maioria dos estudos que incluíram o fator país. Com base no exposto, argumenta-se aqui que tal interação seja importante fator promotor de heterogeneidade, principalmente em função de turbulências às quais as economias estão expostas de maneira distinta, bem como em função da evolução positiva ou negativa das instituições nacionais através do tempo. Assim, um amadurecimento institucional nacional tenderia a diminuir o efeito transiente do país sobre o desempenho das firmas. Desta forma, considera-se relevante a inclusão não só do fator país, como também da interação do fator país com o fator tempo no estudo das fontes de heterogeneidade do desempenho, modelando-se tanto os efeitos puros do país quanto os seus efeitos transientes.

As variações institucionais nacionais tendem a aparecer tanto entre um ano e outro como, principalmente, entre conjuntos de anos, visto que muitas são mudanças de médio e longo prazos. Especificamente, em relação à América Latina, região de desenvolvimento econômico e institucional frágil e recente, a investigação desses efeitos merece maior atenção.

Estudo Indicador Base Variáveis do modelo Método de estimação

Schmalensee (1985) LO/AT FTC/EUA Firma, indústria, market

share,. Componentes de variância/Anova Rumelt (1991) LO/AT FTC/EUA Firma, corporação,

indústria, interações indústria-ano e firma-ano. Componentes de variância/Anova McGahan e Porter

(1997) LO/AT Compustat internacional - Firma, corporação, indústria, ano. Componentes de variância/Anova Brito e Vasconcelos

(2004) LO/AT Gazeta Mercantil – Brasil

Firma, indústria, ano,

interação ano-indústria. Regressão linear múltipla Makino, Isobe e Chan

(2004) RSV Trend – Japão Survey Ano, unidade, corporação, país, indústria, e a interação país-indústria. Componentes de variância Brito e Vasconcelos (2005) ROA Compustat - internacional

Firma, país, indústria, ano, e interação país-indústria.

ANOVA, MIVQUE e MLE

Bandeira-de-Mello e

Marcon (2006) LO/AT + ROE-ke + P_VPA

Economática

– Brasil Firma, indústria, ano, e interação indústria-ano. ANOVA e MLE Gonçalves e Quintella

(2006)

ROA Gazeta Mercantil – Brasil

Firma, indústria, ano, e interação indústria-ano.

ANOVA e RMLE Goldszmidt, Brito e

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Essa modelagem permite melhor compreensão dos fatores que discriminam bons e maus desempenhos na região.

3. Métodos e dados

Neste item, será apresentado o design do estudo, o método e às técnicas utilizadas. Seguindo a tradição das pesquisas que têm estudado as fontes de heterogeneidade no desempenho das firmas, este trabalho utiliza um método descritivo baseado na decomposição de variância, o qual procura separar porções da dispersão de uma variável dependente associadas a cada variável independente categórica da equação.

Este trabalho utilizou dados obtidos na base Economática®, relativos às empresas de capital aberto com ações negociadas nas bolsas de valores de cinco países da América Latina, Argentina, Brasil, Chile, México e Peru. Tais países foram selecionados por serem aqueles com maior disponibilidade de dados na base, e também por formarem um grupo que possui ampla representatividade no rol de países emergentes da América Latina.

O desempenho foi mensurado em suas dimensões econômico e operacional. Para a mensuração do desempenho econômico foi utilizado o retorno sobre o patrimônio líquido (ROE), descontando-se a taxa básica de juros da economia de cada país, representando o custo de oportunidade para o investidor. Assim, criou-se a variável ROE-ke. Já o retorno operacional foi mensurado pela razão entre o lucro operacional e os ativos totais (LO/AT).

A análise compreendeu 10 anos, entre 1998 e 2007. Foram excluídas as informações de empresas que não constavam como ativas no mercado acionário, bem como das empresas que tinham ativos nulos. Posteriormente, as bases anuais foram agrupadas em dois conjuntos contendo dados de cinco anos cada. Assim formou-se uma estrutura com as informações do período de 1998 a 2002, e outra com informações do período de 2003 a 2007. Os resultados mostram duas bases bem distintas, com a primeira janela de tempo marcada por crises econômicas, turbulência e elevados juros na região estudada, enquanto a segunda janela de tempo é caracterizada pela estabilização econômica e por juros mais baixos. Para dar maior consistência aos dados existentes em cada um dos subconjuntos supracitados, adotou-se como critério para a permanência da firma como um dos casos da amostra, a exigência de que ela possuísse dados para pelo menos 3 (três) dos 5 (cinco) anos do período, procedimento similar ao adotado por Gonçalves e Quintella (2006) e Rogers, Mendes-da-Silva e Mendes-de-Paula (2008).

Em relação aos setores a serem considerados na amostra também se adotou um critério de expurgo de dados de setores que possuíssem poucas informações. Assim, optou-se por excluir as informações anuais de todas as empresas do setor/país, para aqueles setores/países que contassem com menos de 3 (três) firmas, número de elementos mínimo para que se possa traçar uma curva de desempenho do setor. Foi utilizada a classificação de setores econômicos adotada pela Economática®, e os setores escolhidos para compor a amostra foram: agricultura e pesca, alimentos e bebidas, comércio, construção, energia elétrica, minerais não metálicos, mineração, petróleo, química, siderurgia, telecomunicações, têxtil, e transportes e serviços. Seguindo Bandeira-de-Mello e Marcon (2006), o setor financeiro não foi incluído na análise devido ao seu alto grau de alavancagem que compromete a análise de seus indicadores de desempenho.

Em relação aos casos atípicos (outliers), inicialmente foi feita uma seleção visando excluir eventuais erros de digitação e valores obviamente discrepantes, em seguida, optou-se pela exclusão baseada na análise univariada, que segundo Hair et al. (2005) trata-se da análise das variáveis dependentes de forma isolada, tratando-se uma de cada vez. O critério de exclusão adotado foi de que os valores que estivessem acima de três desvios-padrão distanciados da média seriam excluídos das fases seguintes da análise. O valor de três

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desvios-padrão foi adotado após ter sido feito um teste com a adoção do limite de quatro desvios-padrão como ponto de corte dos outliers. Porém, como não houve diferenças significativas nos resultados obtidos e visando garantir a robustez do modelo optou-se pelo menor desvio padrão. Apesar de Hawawini et al. (2003) se posicionarem contra a exclusão dos outliers, optou-se neste trabalho por sua eliminação, tomando-se os cuidados necessários no intuito de obter a maior robustez possível do modelo desenvolvido.

Os fatores modelados (efeitos aleatórios) estão descritos na equação 1. A variável dependente

r

p,i,k,t representa o retorno, (ROE-ke) ou (LO/AT), determinado por 7 (sete)

fatores relativos à média geral observada μ (média de todos os casos da amostra, para todo o

período).

r

p,i,k,t

=

μ

+ λ

p

+

γ

t

+

α

i

+

φ

k

+ β

pi

+ φ

pt

+

δ

it

+

ε

pi,k,t (1)

Dessa forma, o desempenho anual de cada empresa k é fornecido com base na média geral do conjunto de dados (μ), ampliado em função dos seguintes efeitos:

a) do país (

λp

): mostra a diferença entre o desempenho médio de todas as empresas de cada país p (p = Argentina, Brasil, Chile, México e Peru) e a média geral μ. O

efeito do país é determinado pelas diferenças estruturais e conjunturais de cada economia; b) do ano (γt): representa a diferença entre o desempenho médio de todos os casos

em um ano t (t = 1998, 1999..., 2007) e a média geral μ. O efeito do ano é determinado a partir das flutuações macroeconômicas que interagem com todas as empresas em determinado período;

c) da indústria (αi): apresenta a diferença de desempenho médio entre todas as

firmas de uma indústria específica i (i = 1, 2,...,14) e a média geral μ. De acordo com Porter (1986), o que caracteriza as diferenças de desempenho entre indústrias são as características de sua estrutura, constituída pela: presença de barreiras de entrada, diferenciação de produtos, poder de barganha de compradores e fornecedores, rivalidade entre os concorrentes e a ameaça de produtos e serviços substitutos;

d) da firma (φ k): destaca a diferença do desempenho médio de cada firma k (k =

1, 2,..., n), durante o período analisado, para com a média geral μ. Esse efeito possui características idiossincráticas, que são coerentes com os preceitos defendidos por Barney (1991) na análise da visão baseada em recursos (RBV);

e) da interação país-indústria (

β

pi): permite que se identifique como as diferenças

entre os desempenhos médios das indústrias variam ao longo dos países. A percepção deste efeito mostra que as diferenças nas instituições econômicas e nas variáveis macro-econômicas dos países estão associadas às variações nas diferenças entre as indústrias;

f) da interação país-ano (

φpt

): este termo visa capturar a variação anual das diferenças entre os desempenhos médios dos países analisados. Esses efeitos são considerados transientes e demonstram que os países reagem de forma diferente às turbulências ambientais da região.

g) da interação indústria-ano (

δ

it): visa identificar a variação anual das diferenças

entre os desempenhos médios das indústrias analisadas. Esses efeitos são considerados transientes e demonstram que os efeitos do ano afetam de forma diferente cada uma das indústrias, uma vez que há indústrias mais vulneráveis à sazonalidade do que outras; e

h) do termo de erro (ε p,i,k,t): mostra as diferenças de desempenho que não são explicadas por nenhum dos fatores anteriores. O pressuposto é que os erros são independentes e aleatórios.

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Para cada indicador de desempenho e para cada um dos dois períodos da amostra, foram computadas as variâncias dos fatores modelados utilizando o algoritmo VARCOMP do SPSS15. Os estudo sobre heterogeneidade da performance das firmas têm evoluído para o emprego de designs hierárquicos ou multinível (GOLDSZMIDT; BRITO; VASCONCELOS, 2007), para lidar com o problema do aninhamento das firmas nas indústrias e das firmas nos países, que viola o pressuposto da independência dos fatores. Em vez de um estudo multinível, para lidar com esse problema foram realizadas computações bootstrap, excluindo-se uma firma aleatoriamente em cada indústria, país e ano e calculando-excluindo-se em excluindo-seguida as componentes de variância derivadas da equação 1. A média dos resultados obtidos foi comparada com aqueles encontrados na modelagem original e não se evidenciaram diferenças importantes, indicando uma relativa independência entre os fatores.

4. Resultados e Discussão

Após os procedimentos de preparação foram obtidas duas bases de dados, cada uma para uma janela temporal de cinco anos. A primeira base, relativa aos anos de 1998 a 2002, contou com 13 indústrias e 445 firmas, gerando 2.225 observações. A segunda base, relativa aos anos de 2003 a 2007 abrangeu 539 firmas nas mesmas treze indústrias, gerando 2.695 observações para análise. Os países representados nas bases foram Argentina com 35 firmas no primeiro período e 48 firmas no segundo, Brasil com 165 firmas no primeiro período e 200 firmas no segundo período, Chile com 102 firmas no primeiro período e 132 firmas no segundo, México com 69 firmas no primeiro período e 81 firmas no segundo período, e Peru com 74 firmas no primeiro período e 78 firmas no segundo período. Após a retirada dos outliers, as bases foram reduzidas a 2.150 observações na análise da variância de LO/AT no período de 1998 a 2002, e 2.003 observações na análise da variância do ROE–ke para o mesmo período; e 2.521 casos na análise da variância de LO/AT no período 2003 a 2007, e 2.343 casos na análise da variância de ROE–ke nesse período.

A tabela 02 apresenta os indicadores de desempenho para os cinco países nos dois períodos. Pode-se verificar que para o indicador ROE–ke a dispersão nos valores médios de retorno é maior do que para a variável LO/AT nos dois períodos analisados, mas percebe-se também que a variável LO/AT aprepercebe-senta valores significativamente diferentes, principalmente o México no período de 1998 a 2002 e o Peru no período 2003 a 2007.

Tabela 02: Indicadores de desempenho por países

LO/AT ROE-ke 1998 a 2002 1998 a 2002

País Média n PadrãoDesvio Média n PadrãoDesvio

Argentina 3,07 167 6,78 -15,43 151 21,13 Brasil 4,85 805 7,53 -21,17 692 20,76 Chile 6,74 493 7,10 1,01 486 17,07 México 8,89 337 7,70 -10,19 333 18,78 Peru 5,23 348 7,60 -5,61 341 15,85 Total 5,84 2.150 7,59 -10,88 2.003 20,77 2003 a 2007 2003 a 2007 Argentina 7,12 238 10,04 2,13 225 18,19 Brasil 7,77 938 10,21 -3,43 788 20,13 Chile 7,24 593 7,79 4,70 592 15,07 México 8,76 395 6,99 2,60 370 15,41 Peru 11,55 357 12,61 11,38 368 18,20 Total 8,27 2.521 9,72 2,44 2.343 18,43

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A tabela 03 apresenta a análise descritiva dos retornos relativos a cada ano da amostra. Percebe-se que o indicador LO/AT apresentou maior homogeneidade, com menores desvios, tanto em relação à média anual, como em relação à média final. Comparando-se os dois períodos de análise, se vê que no período 1998 a 2002 os indicadores apresentaram-se consideravelmente inferiores ao período 2003 a 2007. Em relação ao ROE-Ke há uma influência direta dos juros básicos praticados na economia dos países analisados no período, porém, a presença das mesmas diferenças no indicador LO/AT caracteriza que toda a atividade empresarial sofre influências das variáveis macro-econômicas.

Tabela 03: Indicadores de desempenho por cada ano da amostra

4.1 Decomposição da variância

A decomposição de variância foi realizada utilizando-se os métodos da máxima verossimilhança (MLE), máxima verossimilhança restrita (RMLE) e equação de norma quadrática não-enviesada (MINQUE). Para simplificação, são apresentados apenas os resultados do primeiro método; porém, os resultados obtidos pelos outros métodos apresentaram-se equivalentes. A tabela 04 apresenta os resultados da decomposição de variância para o desempenho econômico e operacional, para cada um dos períodos da amostra. Apresentam-se também, para fins de comparação, a estimativa média de cada um dos componentes, considerando-se a estimação em bootstrap.

Comparando-se os resultados da tabela 04 com aqueles alcançados por outros estudos anteriores que mensuraram o desempenho por meio do lucro econômico, se vê que o fator Firma correspondeu a 28,97% no primeiro período e 41,86% da variação observada no segundo periodo, enquanto o valor encontrado no estudo de Bandeira-de-Mello e Marcon (2006), realizado com dados do período entre 1998 e 2002, foi de 22,35%. Hawawini et al. (2003) encontraram 27,1% associado ao fator firma em estudo com desempenho econômico de grandes corporações dos Estados Unidos e da Europa no período de 1987 a 1996.

LO/AT ROE–ke

ANO Média n Desvio Padrão Média N Desvio Padrão

1998 5,55 409 7,75 -15,89 390 19,79 1999 5,50 429 8,06 -10,66 397 19,18 2000 5,82 440 7,27 -8,21 414 17,80 2001 6,04 435 7,25 -8,33 406 19,07 2002 6,26 437 7,60 -11,57 396 26,21 Total 5,84 2.150 7,59 -10,88 2.003 20,77 2003 2004 6,90 8,83 480 498 8,18 9,74 -1,67 2,82 435 454 18,12 16,70 2005 8,40 528 10,16 1,42 495 19,48 2006 8,41 514 10,45 4,55 485 19,29 2007 8,76 501 9,75 4,74 474 17,62 Total 8,27 2.521 9,72 2,44 2.343 18,43

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Tabela 04: Componentes de variância

ROE – Ke 1998-2002 2003-2007

Componente % explicado Média dos testes % Explicado Média dos testes

Firma 28,97% 29,12% 41,86% 43,33% País 11,45% 11,42% 4,46% 4,55% Indústria(a) 0,00% 0,00% 6,29% 5,39% Ano(a) 0,00% 0,00% 1,29% 1,11% País * Indústria 1,35% 1,86% 1,01% 0,79% País * Ano 13,22% 13,14% 0,42% 0,52% Indústria * Ano 1,16% 1,29% 3,52% 3,48% Modelo 56,15% 56,83% 58,85% 59,16% Erro 43,85% 43,17% 41,15% 40,84% Total 100,00% 100,00% 100,00% 100,00% LO/AT 1998-2002 2003-2007

Componente % explicado Média dos testes % explicado Média dos testes

Firma 56,87% 56,51% 52,43% 52,66% País (a) 4,41% 4,35% 0,00% 0,02% Indústria 4,98% 4,93% 14,18% 14,48% Ano (a) 0,00% 0,00% 0,33% 0,45% País * Indústria 2,16% 2,28% 1,15% 0,95% País * Ano 1,54% 1,45% 1,89% 2,08% Indústria * Ano 2,17% 2,44% 5,05% 5,08% Modelo 72,13% 71,97% 75,03% 75,72% Erro 27,87% 28,03% 24,97% 24,28% Total 100,00% 100,00% 100,00% 100,00%

(a) A componente de variância é zero quando é redundante.

Com relação ao desempenho operacional (LO/AT), 56,87% da variância está associado ao fator firma, no primeiro, e 52,43% no segundo período. Comparativamente, Bandeira-de-Mello e Marcon (2006) encontraram valor equivalente (57,86%), enquanto Brito e Vasconcelos (2005), usando como variável dependente o retorno total sobre os ativos (ROA) encontraram 54% associado a Firma, e Gonçalves e Quintella (2006) encontraram 41,5%.

O fator indústria somente foi associado a 6,29% da variância do desempenho econômico no segundo período, semelhante ao resultado de Hawawini et al. (2003) que calculou o valor de 6,5%, mas divergente em relação ao resultado de Bandeira-de-Mello e Marcon (2006) que encontrou 1,17% de explicação. As interações relacionadas a esta variável apresentaram 1,35% em País-Indústria e 1,16% em Indústria-Ano. Nos modelos de Hawawini

et al. (2003) e Bandeira-de-Mello e Marcon (2006) havia apenas a interação Indústria-Ano,

apresentando 4,2% e 3,35% respectivamente. Com relação do desempenho operacional, o fator indústria está associado a 4,98% no primeiro e 14,18% da variância observada no segundo período. Bandeira-de-Mello e Marcon (2006) encontraram 2,64%, Brito e Vasconcelos (2005) encontraram 3,97%, e Makino, Isobe e Chan (2004) encontraram 5,0% da variância.

O fator estável do país associou-se a 11,45% da variância observada para o desempenho econômico no primeiro período, e 4,46% no segundo período. Nenhum estudo anterior decompôs o desempenho econômico pelo fator país. Já pelo desempenho operacional, o fator país está associado a 4,41% da variância no primeiro período, não sendo responsável por nenhuma componente no segundo período. Goldszmidt, Brito e Vasconcelos (2007), no

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período de 1995 a 2004, encontraram o valor de 2,9%, enquanto Makino, Isobe e Chan (2004) haviam encontrado entre 4,3% e 7,7%.

O fator Ano não foi associado a nenhuma parcela da variância no primeiro período, enquanto explicou 1,29% no segundo período. No estudo de Bandeira-de-Mello e Marcon (2006) tal fator explicou 3,35%. Esta diferença pode estar relacionada ao fato de que, diferentemente da amostra de Bandeira de Mello e Marcon (2006), a amostra deste trabalho não está restrita a apenas um país, tendo as flutuações econômicas gerado impactos por meio do efeito país. Já para o retorno operacional, o fator Ano também apresentou baixa componente em ambos os períodos analisados. No modelo de Bandeira-de-Mello e Marcon (2006) o efeito ano apresentou 0,91%, enquanto no modelo de Brito e Vasconcelos (2005) o ano não foi responsável por nenhuma parcela da variância.

Como previsto, a inclusão da interação país-ano parece ser importante. No primeiro período, os efeitos transientes do país associaram-se a 13,22% da variância observada do desempenho econômico. Quando somado ao efeito estável, o efeito total do país é de 24,67%, praticamente igual ao efeito da firma, o maior efeito. Contudo, para o segundo período, esse valor cai consideravelmente para 0,42%. Analisando a tabela 01, vê-se que as diferenças entre as taxas de juros praticadas pelos países foram muito maiores no primeiro período avaliado do que no segundo. Dessa maneira, o custo de oportunidade, descontado do ROE das empresas na construção da variável ROE–ke, pode ter elevado a importância do efeito país e suas interações com o ano no primeiro período de análise, enquanto no segundo período, com taxas de juros bem mais baixas e mais homogêneas, a variável país foi suplantada em importância pelo efeito indústria.

Já para o desempenho operacional, a interação país-ano correspondeu a 1,54% da variância no primeiro período tendo se mantido estável em 1,89% da variância no segundo período. Entre os estudos revisados nenhum havia incluído esta interação, não se permitindo assim uma comparação destes resultados. Este indicador é sensível às diferenças econômicas e institucionais que afetem apenas as atividades operacionais das firmas. Este resultado, aliado a não existência de efeitos puros do país no segundo período leva a crer que as diferenças entre os países, no que diz respeito ao resultado das operações das firmas, tendem a diminuir em períodos de estabilidade econômica.

Os resultados para o primeiro período indicam que os efeitos país são maiores quando se consideram a capacidade de geração de valor pelas firmas. Diferentes países parecem reagir de forma distinta aos ciclos de turbulência especificamente quando se consideram as decisões financeiras em relação ao contexto macroeconômico. O segundo período de análise está mais coerente com os estudos revisados que calcularam as componentes de variância para um número maior de países e que contemplaram economias desenvolvidas e estáveis. Isso mostra que a turbulência econômica da América Latina, muito característica no primeiro período, impacta os negócios muito mais do que na média geral dos países, afetando principalmente as possibilidades de captação de recursos refletidas no ROE das firmas.

Comparando-se as componentes de variância calculadas para cada indicador de desempenho em cada um dos períodos de análise se vê que a firma é mais importante quando se utiliza um indicador relacionado ao lucro operacional do que quando se utiliza um indicador relacionado à rentabilidade econômica. O retorno operacional está relacionado aos ativos da organização, fato explicado pelos pressupostos da RBV, de que a vantagem competitiva é obtida por meio dos recursos da firma (BARNEY, 1991). Quando se mede os componentes da variância em relação aos retornos econômicos, a importância dos recursos da firma perde poder em relação a outras variáveis externas, relacionadas ao contexto econômico em que a empresa está inserida, dentre eles, o custo de aquisição desses recursos e o ambiente macroeconômico do país. Nesse sentido, as restrições impostas aos gestores se elevam,

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tornando a obtenção de resultados econômicos um desafio relacionado ao controle e gerenciamento de tais restrições externas através, por exemplo, de relacionamentos com o governo e outros stakeholders importantes.

Comparando-se os dois modelos, um baseado na rentabilidade econômica e outro baseado na rentabilidade operacional, vê-se que o segundo apresentou melhor poder de explicação, apresentando valores próximos de 25% de erro (fatores aleatórios que não foram explicados pelo modelo utilizado), enquanto o primeiro manteve-se sempre acima de 40% de erro. Isso mostra que ainda há consideráveis fatores a serem explorados quando se consideram as decisões financeiras das empresas na América Latina.

Conclusões

Os resultados obtidos neste estudo ficaram muito próximos daqueles gerados pelos estudos de Bandeira-de-Mello e Marcon (2004, 2005), de Brito e Vasconcelos (2004, 2005) e também os de Goldszmidt, Brito e Vasconcelos (2007). Contudo, pode-se perceber que houve uma redução dos efeitos de fatores não modelados, pois se verificou que o erro do modelo reduziu-se para índices em torno de 25% quando analisada a rentabilidade operacional sobre os ativos totais (LO/AT). Pode-se afirmar que tal redução deve-se ao fato de que as interações País-Ano e Indústria-Ano permitiram uma elevação da variação decomposta da ordem de 6% a 7% em média.

Ao se computar as componentes de variância separadamente com dois indicadores de desempenho, um econômico e outro operacional, bem como para dois períodos de tempo distintos, este trabalho contribui ao demonstrar que o desempenho econômico é mais suscetível a influências das instituições econômicas nacionais do que o desempenho operacional. Como o desempenho econômico está relacionado às fontes de financiamento da firma, torna-se importante o bom relacionamento dos gestores da firma com os seus

stakeholders, principalmente governos e instituições que têm poder de decisão sobre questões

que influenciam o custo de capital e a disponibilidade de crédito para a firma. Em vez de participante passivo das oscilações macroeconômica do país, gestores podem dedicar-se às atividades de gestão desses fatores exógenos com o objetivo de atenuar ou de se blindar das turbulências ambientais.

Como já destacado, o fator país-ano se mostrou mais importante nos períodos de turbulência ambiental, e mais intenso na explicação de diferenças de desempenho econômico. Assim, o fator tempo como indicativo das turbulências macroeconômicas tem pequena associação com o desempenho das firmas, pois o mais importante é como os países respondem às restrições impostas por tais turbulências, principalmente na geração de valor das firmas. A forma como a economia de cada país se comporta durante os períodos de instabilidade gera restrições distintas aos gestores das firmas, que precisam ter relacionamentos produtivos com seus stakeholders a fim de superar tais restrições. Os valores das interações país-ano sugerem que a intensidade e a importância dessas atividades políticas das firmas variam de acordo com as condições de cada país.

Os resultados obtidos na segunda janela de tempo se aproximam mais daqueles obtidos em estudos com empresas localizadas em países desenvolvidos, o que pode caracterizar um amadurecimento e fortalecimento das instituições nacionais nos principais países da America Latina. Porém, a recente crise financeira mundial traz novamente à tona esses aspectos políticos da atividade empreendedora.

Apesar de ser reforçada a convicção de que os fatores atrelados à firma são os responsáveis pelas maiores parcelas da heterogeneidade no desempenho, os efeitos puros e transientes do país e da indústria também se sustentaram como importantes fatores

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explicativos, implicando para os gestores que as decisões sobre mercados são tão importantes quanto decisões sobre os recursos e competências a serem adquiridos.

Dentre as limitações do estudo, destaca-se o fato de que por não se tratar de um estudo multinível não foi possível que se estimasse o efeito aninhado das firmas dentro dos setores e dentro dos países. Tal limitação foi atenuada pelos testes de exclusão aleatória de casos e posterior estimação da decomposição de variância, os quais não apresentaram diferenças significativas. Porém reforça-se a necessidade da melhor especificação dos modelos para ambientes turbulentos como os dos países analisados. A utilização de indicadores contábeis, apesar de que neste trabalho ter-se descontado o custo de capital dos diferentes países, também se constitui em uma limitação da pesquisa.

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