Exposição Cambial: O Caso da Eletrobras no Período

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FACULDADE DE ECONOMIA E FINANÇAS IBMEC

PROGRAMA DE PÓS-GRADUAÇÃO E PESQUISA EM

ADMINISTRAÇÃO E ECONOMIA

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Exposição Cambial: O Caso da Eletrobras no

Período 1995-2009

Aluna: Mariana Lera de Almeida Cardoso

ORIENTADOR: PROF. DR. Alexandre B. Cunha

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EXPOSIÇÃO CAMBIAL: O CASO DA ELETROBRAS NO PERÍODO 1995-2009

MARIANA LERA DE ALMEIDA CARDOSO

Dissertação apresentada ao curso de Mestrado Profissionalizante em Economia como requisito parcial para obtenção do Grau de Mestre em Economia.

Área de Concentração: Economia e Finanças Internacionais

ORIENTADOR: PROF. DR ALEXANDRE B. CUNHA

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EXPOSIÇÃO CAMBIAL: O CASO DA ELETROBRAS NO PERÍODO 1995-2009

MARIANA LERA DE ALMEIDA CARDOSO

Dissertação apresentada ao curso de Mestrado Profissionalizante em Economia como requisito parcial para obtenção do Grau de Mestre em Economia.

Área de Concentração: Economia e Finanças Internacionais

Avaliação:

BANCA EXAMINADORA:

_____________________________________________________ Professor Dr. ALEXANDRE B. CUNHA (Orientador)

Instituição: IBMEC Rio de Janeiro

_____________________________________________________ Professor Dr. OSMANI TEIXEIRA DE CARVALHO GUILLEN Instituição: IBMEC Rio de Janeiro

_____________________________________________________ Dra. LUCIANE CARPENA

Instituição: BNDES

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FICHA CATALOGRÁFICA

Prezado aluno (a),

Por favor, envie os dados abaixo assim que estiver com a versão definitiva, ou seja, quando não faltar mais nenhuma alteração a ser feita para o e-mail biblioteca.rj@ibmecrj.br, colocando no assunto: FICHA CATALOGRÁFICA - MESTRADO.

Enviaremos a ficha catalográfica o mais breve possível para o seu e-mail (se possível em até 72 horas).

1) Nome completo: Mariana Lera de Almeida Cardoso

2) Título: Exposição Cambial: O Caso da Eletrobras no período 1995-2009

3) Ano da defesa: 2010

4) Área de concentração: Economia e Finanças Internacionais

5) Assunto principal (contextualizado): Análise da Exposição Cambial e Oscilação do Câmbio no Retorno Real das Ações da Eletrobras

6) Assuntos secundários: Crises Econômicas de 1999 e 2002.

7) Palavras-chave: Exposição Cambial, Oscilação Cambial, Retorno Real.

8) Resumo: análise do efeito da variação cambial no retorno real das ações da Eletrobras. 9) Curso: Mestrado profissionalizante em Economia

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DEDICATÓRIA

A minha filha Joana, linda e doce, amor eterno e incondicional, que veio para me trazer ainda mais alegrias. Ao meu marido Rodolfo, por ter tornado minha jornada mais suave com seu amor, companheirismo e paciência.

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AGRADECIMENTOS

Agradeço aos meus pais, Celso e Regina, pelos ensinamentos e amor que sempre levarei comigo.

Agradeço à Eletrobras pelo incentivo e em especial as minhas chefes, Carol Sampaio e Denise Palacio, pelo aprendizado diário.

Agradeço ao Professor Alexandre B. Cunha pela sua orientação e contribuição para o desenvolvimento desta Dissertação.

Agradeço ao Professor Osmani Teixeira de Carvalho Guillen por suas relevantes observações na elaboração desse trabalho.

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RESUMO

Este trabalho tem como objetivo principal a análise da interferência da oscilação das taxas de câmbio no retorno real das ações das Centrais Elétricas Brasileiras S.A. – Eletrobras após o Plano Real, durante o período de janeiro de 1995 até dezembro de 2009, ocasião em que essa empresa apresentava uma valorização em suas ações da ordem de 31,2% em comparação a 2007 e 2008. Esse último ano foi o terceiro consecutivo em que a Eletrobrás teve suas ações listadas no Índice de Sustentabilidade Empresarial (ISB) da Bolsa de Valores de São Paulo - Bovespa.

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ABSTRACT

This dissertation has as main objective the analysis of the interference oscillation of exchange rates on real return of the shares of the Brazilian Electric Power Company - Eletrobras after the Real Plan, during the period January 1995 through December 2009, at which this company showed a recovery in its shares on the order of 31.2% over the previous over 2007 and 2008. This last year was the third in a row that Eletrobras had its shares listed on the Corporate Sustainability Index (ISB) of the Stock Exchange - Bovespa.

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LISTA DE TABELAS

Tabela III.1 – Resultados da Estimação da Equação III.1...22

Tabela A1 – Estatísticas Descritivas do Retorno Real da Eletrobras PNB (%)...43

Tabela A2 – Estatísticas Descritivas do Retorno Real do Ibovespa (%)...44

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SUMÁRIO

I INTRODUÇÃO ... 11

II LITERATURA RELACIONADA ... 15

II.1 Koutmo e Martin (2003) - First and second-moment exchange rate exposure: evidence from U.S. stock returns ... 15

II.2 Dominguez e Tesar (2006) – The exchange rate exposure ... 16

II.3 Doidge, Griffin e Williamson (2006) - Measuring the economic importance of exchange rate exposure ... 18

III ANÁLISE ECONOMÉTRICA ... 21

IV CONCLUSÕES ... 43

V APÊNDICE ... 45

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I – Introdução

A exposição cambial das empresas de capital aberto é assunto de extrema importância na gestão de risco empresarial, assim como tema constante de artigos na literatura acadêmica. Conforme mencionam Koutmo e Martin (2005), devido a intensas variações no fluxo de caixa de empresas, cada vez mais cresce a importância em examinar como a volatilidade da taxa de câmbio afeta o retorno de uma firma. Os pesquisadores desse estudo argumentam que a volatilidade da taxa de câmbio pode afetar o fluxo de caixa através da alteração no volume comercializado no mercado externo e a oscilação cambial pode aumentar a quantidade de

hedging pelas empresas, acentuando, por sua vez, o custo de transação para o mercado de

derivativos.

Dominguez e Tesar (2006) examinaram a relação entre os movimentos da taxa de câmbio e o valor da firma, mostrando como a exposição cambial está correlacionada ao tamanho de uma firma, seu porte internacional, suas vendas internacionais e sua competitividade no seu setor de mercado. Parte significativa das firmas objeto desse estudo é influenciada pela variação cambial.

O foco principal desta dissertação é analisar empiricamente o efeito da oscilação da taxa de câmbio no retorno real das ações das Centrais Elétricas Brasileiras S.A. – Eletrobras no período pós Plano Real, ou seja, de janeiro de 1995 até dezembro de 2009, quando as ações da empresa apresentavam uma valorização de 31,2% em 2007 e 2008.

Para esta análise foi utilizada uma amostra de 180 observações, de periodicidade mensal, sendo apurada a média diária dos preços de fechamento da ação da Eletrobras, do índice Ibovespa e o valor do dólar PTAX, tendo como fonte de dados, respectivamente, a

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própria empresa, a Bovespa e o Banco Central do Barsil – Bacen. Optamos por corrigir os valores do preço da ação e do índice Ibovespa pelo IPCA – Índice Nacional de Preços ao Consumidor Amplo, consultado no IPEA – Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada devido ser essa correção de preços adotada pelo regime de metas calculado pelo Bacen.

Com o intuito de explicar a exposição cambial da Eletrobras, iniciamos o estudo com uma regressão que determina a relação entre o retorno real da Eletrobras como variável dependente (rt) e as variáveis explicativas: Ibovespa (Rt) e Câmbio (Et). Posteriormente foi

incluída nessa equação a variável da taxa de câmbio nominal ao quadrado e nessa foram incluídas dummies. Para cálculo das regressões utilizamos o método MQO (Mínimos Quadrados Ordinários) e devido à presença de autocorrelação serial, segundo os resultados apontados pelo Durbin-Watson, foi utilizado o método de Newey-West.

Posteriormente, no intuito de aprimorar o modelo, foram introduzidas sucessivas

dummies. A primeira variável introduzida, dummy D1t, teve como objetivo isolar o efeito

assimétrico entre valorização e desvalorização da taxa de câmbio, ou seja, reduzir a elasticidade do preço, sendo atribuído 0 para Et abaixo de zero e 1 para Et acima de zero.

Nossa análise mostra que, individualmente as variáveis explicativas não foram significantes no modelo, e em conjunto elas também não foram importantes na definição do preço da ação. Com a finalidade de isolar o efeito dos valores extremos superiores e inferiores a 16% da amostra, foram incluídas as variáveis dummies D2t e D3t, respectivamente, nas equações

III.5 e III.6. Através do teste dos coeficientes, o teste Wald, os resultados apresentados em ambas regressões para os coeficientes das variáveis do impacto cambial e da oscilação cambial foram em conjunto significativas de forma a explicar o retorno real do preço da ação da Eletrobras.

Devido à mudança na política cambial brasileira ocorrida em fevereiro de 1999, quando passamos de um regime de câmbio fixo para câmbio flutuante, consideramos a inclusão de outra variável dummy D4t. Nesse caso, a dummy assume o valor 1 nos meses de

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janeiro de 1995 até janeiro de 1999 e 0 (zero) nos demais meses. A análise mostrou que individualmente as variáveis explicativas são significantes no modelo, e em conjunto elas também foram importantes na definição do preço da ação.

Seguindo o raciocínio que as mudanças na política econômica e as crises financeiras podem influenciar na análise em questão, optamos pela inclusão de uma quinta variável,

dummy D5t, para analisar o período referente à crise do mercado financeiro no ano de 2002,

secundária ao processo eleitoral que apontava como provável vencedor um candidato da oposição. Neste caso, foi adotado o valor igual a 1 para os meses deste ano e 0 (zero) para os demais períodos. A análise deste cenário mostrou que individualmente as variáveis explicativas não foram significantes no modelo, e em conjunto elas igualmente não foram importantes na definição do preço da ação.

Continuando a análise econométrica, consideramos na equação todas as dummies supracitadas e o resultado mostrou que a maior parte das variáveis explicativas, individualmente, não apresentava significância estatística, mas ao testar esses coeficientes com o teste de Wald, no qual a hipótese nula seria igual a zero, os resultados possibilitaram a conclusão que em conjunto as variáveis explicativas foram significantes e explicavam o preço das ações da Eletrobras.

A fim de aprimorar ainda mais o modelo acima optamos pela inclusão da variável dependente defasada (equação III.9), seguido pela inclusão das variáveis explicativas defasadas (equação III.10) e por fim pela inclusão de ambas as citadas variáveis defasadas (equação III.11) o que gerou os resultados mais contundentes, sugerindo que oscilação da taxa de câmbio, principalmente nos momentos críticos da economia explicavam o retorno real das ações da Eletrobras.

O mercado de derivativos é muito utilizado por empresas que de alguma forma estão expostas à oscilação da taxa de câmbio como meio de buscar maior confiabilidade do mercado e redução de riscos que poderiam advir de variações abruptas do valor da moeda.

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Doidge, Griffin e Williamson (2006) examinaram a exposição cambial em empresas multinacionais e os resultados apontaram que a proporção entre o valor das ações e a exposição dessas empresas à variação cambial é diretamente relacionada aos seus negócios internacionais.

Quanto à organização dos capítulos desta dissertação, tem-se a seguinte estrutura: no Capítulo II faremos uma revisão da literatura referente à interferência da oscilação da taxa de câmbio com o risco de exposição e seus efeitos na precificação das empresas; o Capítulo III explica detalhadamente a metodologia aplicada com ênfase no trabalho dos dados e os resultados obtidos; no Capítulo IV estão expostas as conclusões sobre os resultados apresentados no decorrer desta dissertação; no Capítulo V (apêndice) exemplificaremos as tabelas das estatísticas descritivas utilizadas; e no Capítulo VI consta a referência bibliográfica consultada.

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II – Literatura Relacionada

Neste capítulo, discutiremos alguns trabalhos em que foi abordado o conceito de exposição cambial através da análise de modelos multifatoriais, entre eles o retorno do mercado e a taxa de câmbio. Realizamos uma revisão da literatura na qual foram selecionados três artigos para uma breve apresentação, por sua proximidade ao tema abordado.

II.1 – Koutmo e Martin (2003) - First and second-moment exchange rate

exposure: evidence from U.S. stock returns

O objetivo desse trabalho empírico é investigar o impacto do primeiro e segundo momento da exposição da taxa de câmbio nos retornos diários em nove setores da economia americana durante os anos de 1992 a 1998. De acordo com os autores, o impacto da exposição no risco da taxa de câmbio tem recebido considerável atenção na literatura acadêmica. Segundo os autores, o modelo padrão é mensurar a exposição da taxa de câmbio pela estimação da sensibilidade do retorno do valor da firma com as mudanças na variação cambial, como em Adler e Dumas (1984).

A base de dados consiste no retorno diário constante do índice Dow Jones de nove setores da economia americana: materiais básicos, consumidores cíclicos, energia, financeiro, consumidores anticíclicos, tecnologia, serviço público e outros. A fonte utilizada foi a Bolsa de Valores de New York. A exposição cambial desses setores foi estimada relativamente a cinco diferentes taxas de câmbio: marco alemão, libra esterlina, euro, yene e dólar canadense, todos em função do dólar americano. A fonte utilizada foi o Federal Reserve dos Estados

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Unidos. A amostra contempla o período entre 1992 a 1998, em um total de 1.697 observações diárias.

Baseando-se em argumentos que o volume do comércio internacional e os custos de transação podem ser afetados pela volatilidade da taxa de câmbio, os autores incorporaram o segundo momento como fator em seu modelo. Esse modelo também explora o tradicional modelo em que o primeiro momento é considerado pela responsabilidade assimétrica da apreciação e depreciação. Dessa forma, o modelo que os autores utilizaram é a equação II.1 descrita abaixo:

R

t





o





m

R

m,t



(



s





D,S

D

t

)

s

t





h

s,t





t (II.1)

Onde o segundo momento é mensurado por hs,t, em que Rt é o retorno do setor de

atividade e Rm é o retorno de mercado. St é a expectativa da variação cambial, Dt é igual a zero

se st for menor do que zero e Dt é igual a um se st for maior do que zero, hs,t é a variação da

taxa de câmbio e o t é o erro.

A significância do primeiro momento da exposição da taxa de câmbio ocorreu em 17,8% dos casos estudados quando utilizaram a mesma taxa de câmbio. Além disso, 25% da significância da exposição é assimétrica. O segundo momento, mais importante que o primeiro momento, foi considerado significativo em 26,7% dos casos.

Os resultados significativos do primeiro momento de exposição e a importância do modelo assimétrico cresceram substancialmente quando o modelo é estimado com a defasagem de um dia. A exposição é estatisticamente significativa em 42,2% dos casos, e é na maior parte das vezes assimétrica, ou seja, em 79% dos casos. Em contraste, a freqüência da significância do segundo momento da exposição cai substancialmente.

II.2- Dominguez e Tesar (2006) – The exchange rate exposure

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Chile, França, Alemanha, Itália, Japão, Holanda, Tailândia e Reino Unido. As empresas americanas não foram consideradas.

É sabido que mudanças na taxa de câmbio têm importantes implicações nas decisões empresariais e em suas rentabilidades. Nesse sentido, um dos efeitos da criação do Euro foi a redução do risco de exposição às oscilações da taxa de câmbio nos preços relacionados a negociações entre empresas da União Européia.

A definição de exposição cambial utilizada pelos autores foi a descrita no estudo de Adler e Dumas (1984) em que o retorno de uma firma pode ser mensurado através da taxa de retorno do mercado e sua variação cambial, configurando um modelo de dois fatores, conforme a equação II.2 abaixo:

t i t i t m i i t i

R

S

R

_,





₀_,





₁_, _,





₂_,







_, (II.2) Onde Ri,t é o retorno do ativo, Rm,t é o retorno do mercado e St é a oscilação da taxa

de câmbio.

Os dados da firma e o retorno de mercado dos oito citados países industrializados e em desenvolvimento, ao longo do período 1980-1999, foram extraídos do Datastream e os retornos utilizados foram semanais e as observações consolidadas nas quartas-feiras. O total de empresas estudadas foi de 2387, ou seja, em média 300 para cada país. A escolha das empresas se deu por três critérios: Worldwide Branch Locations of Multinationals (1994), que inclui uma amostra das 500 companhias com filiais estrangeiras; The Directory of

Multinationals (1998), que inclui as 500 maiores firmas com mais de US$ 1 bilhão em ativos;

e Financial Times Multinational Index (2000), que é um ranking das maiores empresas. Caso a firma tenha aparecido como multinacional em uma dessas três listas, os autores a consideraram na pesquisa.

Os resultados foram que cinco dos oito países estudados tiveram mais de 40% das suas firmas expostas à variação cambial. As análises sugeriram que os movimentos nas taxas de câmbio afetaram as firmas de maneiras diferentes.

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Além de estabelecer a relação entre o retorno do mercado do valor de uma firma e a taxa de câmbio, outra abordagem dos autores foi tentar explicar o porquê de algumas firmas estarem expostas e outras não. Não foi evidenciada nenhuma concentração particular em nenhum setor da exposição cambial, porém foi mostrado que firmas menores, mais do que as de médio e grande porte, são mais propensas à exposição. Uma explicação levantada foi que as firmas maiores estão mais habituadas a utilizarem recursos de hedging. Também foi citada a inserção de uma firma no cenário internacional, como o volume de suas negociações internacionais, neste caso as empresas vinculadas ao comércio exterior têm o risco de exposição cambial diretamente ligado à atividade fim da empresa. Empresas exportadoras são beneficiadas pela depreciação da moeda local enquanto empresas importadoras caminham no sentido contrário.

O estudo testou o retorno de firmas na presença da exposição cambial em oito países, encontrando uma significativa quantidade de exposição para oscilações de diferentes taxas de câmbio. Considerando as proporções de cada país, a exposição observada foi robusta, apesar de as firmas serem influenciadas diferentemente por movimentos nas taxas de câmbio e o fato das direções na exposição dependerem da específica taxa de câmbio ao longo do tempo.

Os autores consideraram que a exposição cambial esteja atrelada ao número de firmas e às características particulares de cada indústria. A exposição mostrou-se mais evidente em firmas menores comparado às empresas de médio e grande porte e também em firmas com suas atividades voltadas ao mercado internacional. Os autores encontraram fraca relação entre o nível de desenvolvimento da indústria e a exposição da competitividade da firma.

II.3 – Doidge, Griffin e Williamson (2006) - Measuring the economic

importance of exchange rate exposure

Os autores citaram que diversos artigos acadêmicos abordaram a exposição cambial e constataram evidências na relação entre a exposição cambial e o valor da firma. Nesse

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sentido, os autores utilizaram uma amostra com empresas de 18 países para examinar o impacto dessa exposição à taxa de câmbio. Para obter essa magnitude, os autores utilizaram uma carteira para cada país e seus resultados foram a existência de uma considerável explicação do retorno do valor da firma em face às oscilações da taxa de câmbio.

A principal contribuição desse estudo é empregar a abordagem de uma carteira para mensurar a importância econômica da exposição. Para um investidor que queira gerenciar sua carteira através da diversificação, é relevante averiguar como as oscilações da taxa de câmbio afetam o retorno da carteira de cada país comparativamente a de outros países.

Empregou-se o modelo padrão na literatura para estimação do impacto da exposição cambial nas firmas, em que Ri é o retorno mensal da carteira, Rm é valor de mercado no país

específico e RFX é a mudança mensal na taxa de câmbio e di é o coeficiente da exposição da

taxa de câmbio. Dessa forma, podemos observar na equação II.3 descrita abaixo:

R

i





i





i

R

m



d

i

R

FX





i (II.3)

No estudo foram utilizadas firmas de dezoito países inclusive os Estados Unidos. Os dados do retorno da firma e do mercado foram extraídos do Datastream International. Vendas internacionais, exportações, total de vendas e renda exterior foram retiradas do Worldscope. Os dados relativamente ao câmbio foram obtidos do Banco da Inglaterra.

Para avaliar o impacto das mudanças nas taxas de câmbio no retorno do mercado, os autores formam carteiras compostas concentradas em firmas fortes em vendas internacionais ao invés de em empresas com pouca participação em vendas internacionais.

Foi observado que durante períodos de intensa depreciação cambial, as firmas com maior participação em vendas internacionais crescem significativamente comparadas às que não têm participação internacional em 14 dos 18 países. Apesar da magnitude desses efeitos variam para cada país, para períodos de depreciações, a média da diferença entre as empresas com participação internacional para as que não têm foi de 0,72%, enquanto em épocas de apreciação as mesmas firmas reduzem cerca de 1,10% em seu retorno.

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Outras descobertas desse estudo são que a exposição pode variar sistematicamente com a atividade internacional e essas relações são importantes para compreender a variação no retorno das firmas. Isso tem implicações para o apreçamento de ativos o que mostra que a exposição afeta carteiras.

Para os autores, a utilização de portfólios melhora a capacidade de observar a importância econômica na exposição da taxa de câmbio.

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III – Análise Econométrica

O objetivo deste capítulo é analisar, através de regressões, a influência da exposição cambial das Centrais Elétricas Brasileiras S.A. – Eletrobras no retorno real do valor de suas ações negociadas na Bolsa de Valores de São Paulo – BOVESPA.

Para atingirmos essa meta, utilizamos uma base de dados abrangendo o preço da ação dessa empresa (Xt), o Índice Ibovespa (It), a taxa de câmbio nominal (St) e o Índice Nacional

de Preço ao Consumidor Amplo – IPCA (Pt). A periodicidade desses dados foi mensal

durante o período de janeiro de 1995 a dezembro de 2009, realizando a média dos valores diários e calculando seus respectivos logaritmos naturais para o retorno real das ações da Eletrobras (rt), o retorno real do Ibovespa (Rt) e da desvalorização da taxa de câmbio nominal

(Et), originando uma amostra de 180 observações. Seguem abaixo as equações relacionadas

ao supracitado cálculo. As tabelas das estatísticas descritivas podem ser consultadas no apêndice (Capítulo V): ) log( ) log( 1 1     t t t t t P X P X r ) log( ) log( 1 1     t t t t t P I P I R 1 log log    t t t S S E

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As fontes das supracitadas variáveis foram as seguintes: a Eletrobras para a cotação de suas ações, a Bovespa para o Índice Ibovespa, o Banco Central para a taxa de câmbio nominal e por último, o IPEA – Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada para o Índice Nacional de Preço ao Consumidor Amplo – IPCA. Esse índice de inflação foi escolhido por ser utilizado atualmente no regime de metas de inflação do governo.

Após as mencionadas transformações e com a finalidade de explicar a exposição cambial da Eletrobrás, apresentamos a seguir a regressão demonstrada na equação III.1 em que a variável dependente é o retorno real da Eletrobras (rt) e as variáveis independentes são o

retorno real do Índice Ibovespa (Rt) e a desvalorização da taxa de câmbio nominal (Et).

rt = 0 + 0Rt + 0Et + t (III.1)

Abaixo, segue o resumo dos resultados da mencionada regressão na Tabela III.1 aplicando a matriz robusta de Newey-West. Esse método corrige o desvio-padrão reduzindo os efeitos da autocorrelação serial. Essa técnica será utilizada para todas as demais regressões desse estudo.

Tabela III.1

Resultados da Estimação da Equação III.1

Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante -0.005882 0.005702 0.3037 Rt 0.880924 0.086128 0.0000 Et -0.040675 0.159754 0.7993 Observações 180 P-Valor ( Estatística F) 0.0000 R2 0.514229 R2 Ajustado 0.50874 Durbin-Watson 1.43285

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Inicialmente esta regressão parece explicar o comportamento do preço da ação das Centrais Elétricas Brasileiras S.A. – Eletrobras em relação ao retorno real da Bovespa (Rt),

porém, quanto à oscilação da taxa de câmbio nominal (Et), apresentou pouca expressividade.

O p-valor de Et (0,7993) é considerado elevado e sem significância na regressão o que depõe

contra a teoria esperada de forte influência do câmbio no preço das ações, visto que a empresa concentra grande parte dos seus recebíveis líquidos de obrigações indexados à moeda americana.

Conforme Relatório Anual da Eletrobras de 2008, por ser uma empresa que comercializa energia e capta recursos externos, a Eletrobras sofre com a influência do dólar. Ações específicas para a mitigação de riscos financeiros atrelados à variação cambial foram também postas em prática em 2008. A partir da política de hedge cambial aprovada em fins de 2007, que visa tratar a exposição ativa líquida em dólar, foram realizadas operações de curto prazo com instrumentos derivativos, no montante de US$ 280 milhões. Tais operações deverão continuar incorporando não apenas os descasamentos em moedas estrangeiras para os próximos exercícios, mas também a proteção dos resultados da empresa contra flutuações adversas de taxas de juros, índices de preço e prazos.

Apesar da utilização do mecanismo de Newey-West, notamos que a autocorrelação serial não foi resolvida conforme demonstrado no teste de Durbin-Watson, o que prejudica os resultados de nosso modelo.

Primeiramente, com o intuito de medir o impacto da volatilidade cambial no preço da ação da empresa em análise, incluímos a variável taxa de câmbio ao quadrado, originando a equação III.2, observando seus cálculos na Tabela III.2.

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Tabela III.2

Coeficiente Erro-Padrão (*) p-valor

constante -0,0070 0,0056 0,2107 Rt 0,8666 0,0919 0,0000 Et 0,1311 0,2064 0,5262 Et2 0,8580 1,3176 0,5158 Observações 180 p-valor (Estatística F) 0,0000 R2 0,5158 R2-ajustado 0,5075 Durbin-Watson 1,4281 *Calculado com a correção de Newey-West

Segundo o p-valor, nessa regressão as variáveis Et e Et2 não são significantes

individualmente. O coeficiente da desvalorização da taxa de câmbio nominal não foi significativo e acusou uma fraca relação com o retorno real da Eletrobrás. A variável desvalorização da taxa de câmbio ao quadrado não foi significativa, porém podemos observar um impacto positivo de 0,8580 dessa variável.

Na tentativa de aprimorar a verificação da influência da volatilidade cambial no preço da ação, utilizamos o teste Wald que analisa a significância estatística de um grupo de coeficientes para verificar se as variáveis em conjunto são significativas. Esse mencionado teste pressupõe em sua hipótese nula que os coeficientes conjuntamente são zero e a hipótese alternativa mostra caso contrário. Caso a probabilidade verificada for menor do que o nível de significância, rejeita-se a hipótese nula, deduzindo que conjuntamente os coeficientes são significativos, ou seja, esse grupo de variáveis contribuiu para explicar a variável dependente. Aplicamos o teste dos coeficientes para a equação III.2, em que a hipótese nula foi:

H0: 0 =  = 0. O resultado apresentado no teste Wald com a análise conjunta dos

coeficientes das variáveis Et e Et2 foi um p-valor de 0.4993, fazendo com que a hipótese nula

não seja rejeitada, ou seja, as variáveis relacionadas a taxa de câmbio conjuntamente não contribuem para explicar a variável dependente.

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O mencionado teste Wald foi repetido para as demais equações de forma com que o

p-valor calculado foi comparado aos níveis de significância aceitos até 10%. Logo, podemos

concluir se conjuntamente os coeficientes são significativos.

Posteriormente, foram realizados testes com algumas dummies variantes da variável da desvalorização cambial com a finalidade de analisar o impacto no retorno real da Eletrobras.

Com o intuito de isolar o efeito assimétrico entre valorização e desvalorização da taxa de câmbio, foi incluída a primeira variável dummy D1t na seguinte Equação III.3 de forma a

ser atribuído 0 para Et abaixo de zero e 1 para Et acima de zero.

rt = 0 + 1D1t + 0Rt + 1Rt D1t + 0Et + 1Et D1t + µ0Et2 + µ1Et2D1t + εt (III.3)

Observe-se que na formulação acima se permite que D1t impacte o intercepto e o

coeficiente de todas as variáveis independentes. Os resultados dessa equação serão mostrados na Tabela III.3 a seguir:

Tabela III.3

Resultados da Estimação da Equação III.3 Coeficiente Erro-Padrão (*) p-valor constante -0,0116 0,0125 0,8965 D1t -0,0034 0,0207 0,8702 Rt 0,7525 0,1446 0,0000 Rt D1t 0,1916 0,1630 0,2415 Et -0,4421 0,5503 0,4228 Et D1t -1,2715 1,7175 0,4601 Et2 -4,6690 6,8208 0,4946 Et2D1t 7,2514 8,9607 0,4195 Observações 180 p-valor (Estatística F) 0,0000 R2 0,5248 R2-ajustado 0,5050 Durbin-Watson 1,4180 *Calculado com a correção de Newey-West

A Tabela III.3 evidencia que as variáveis D1t, Et, EtD1t, Et2 e Et2D1t , individualmente,

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Nesta equação o coeficiente de exposição cambial é dado por: 0 + 1. Desta forma,

optamos por testar se o resultado dessas duas variáveis somadas seria igual a zero, obtendo um p-valor igual a 0,6553, indicando que não rejeitamos a hipótese nula, logo essas variáveis, em conjunto, não são significativas e concluímos que a elasticidade preço não afetou o preço das ações da Eletrobras.

Levando em consideração que os coeficientes de Et2 e Et2D1t (µ0 e µ1)apresentaram

sinais contrários, temos que testar se eles não estão se anulando. A hipótese nula seria dada por: µ0 + µ1 = 0 e como obtivemos o valor de 0,6443, não rejeitamos essa hipótese e dessa

forma podemos afirmar que a elasticidade preço não foi relevante na formação dos preços dessa ação, em conformidade com o parágrafo anterior.

Com o objetivo de confirmar a ausência de significância das variáveis, realizamos teste conjunto com os quatro coeficientes aplicando o teste Wald para a Equação III.3, podendo verificar a seguinte hipótese nula: H0: 0 = 1 =  = 1 = 0. O resultado mostrou

que a significância conjunta dessas variáveis apresentou um p-valor de 0,7904, fazendo com que a hipótese nula não seja rejeitada, ou seja, as variáveis relacionadas a taxa de câmbio conjuntamente não contribuíram para explicar a variável dependente.

Dessa forma, as supracitadas variáveis não são importantes no modelo e o efeito assimétrico entre valorização e desvalorização da taxa de câmbio não afetaram o retorno real da ação da empresa Eletrobras.

Com o intuito de isolar o efeito dos valores extremos superiores, foi incluída a segunda variável dummy D2t na equação III.4 de forma a ser atribuído o valor 0 para os

valores Et menores ou iguais a X e 1 para valores de Et maiores a X, sendo X o valor tal que

16% das observações são maiores que X.

(27)

Tabela III.4

Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante -0.0024 0.0069 0.7288 D2t 0.0700 0.0371 0.0609 Rt 0.9124 0.0778 0.0000 RtD2t -0.4810 0.2113 0.0241 Et 0.2558 0.4501 0.5706 EtD2t -3.3967 1.1316 0.0031 Et2 2.3357 5.5831 0.6762 Et2D2t 11.1873 7.1381 0.1189 Observações 180 P-Valor ( Estatística F) 0.0000 R2 0.5435 R2 Ajustado 0.5249 Durbin-Watson 1.4397

*Calculado com a correção de Newey-West

A Tabela III.4 evidencia que as variáveis D2t, e EtD2t, , individualmente, estão com um

p-valor significante, porém as variáveis que expressam as oscilações cambiais Et2 e Et2D2t não

apresentaram um p-valor significativo.

optamos por testar se o resultado dessas duas variáveis somadas seria igual a zero, obtendo um p-valor igual a 0,0103, indicando que rejeitamos a hipótese nula. Logo, essas variáveis, em conjunto, são significativas e concluímos que neste cenário, os valores 16% superiores da taxa de câmbio nominal explicam o preço das ações da Eletrobras.

Com o objetivo de confirmar a significância das variáveis, testamos em conjunto os quatro coeficientes aplicando o teste Wald para a equação III.4, podendo verificar a seguinte hipótese nula: H0: 0 = 1 =  = 1 = 0. O resultado apresentado no teste Wald para a

significância conjunta dessas variáveis foi um p-valor de 0,0296, fazendo com que a hipótese nula seja rejeitada, ou seja, as variáveis relacionadas à taxa de câmbio conjuntamente contribuem para explicar a variável dependente, com um R2-ajustado igual a 0,5249. Dessa

(28)

forma, as supracitadas variáveis são importantes no modelo e o efeito dos valores superiores extremos da taxa de câmbio afetou o retorno real da ação da empresa Eletrobras.

Analisando o comportamento da dummy D2t para os períodos em que D2t = 0 , ou seja,

valores menores do que os 16% maiores da amostra, podemos observar o impacto através do coeficiente de Et. Para os valores de D2t = 1, ou seja, os valores 16% maiores da amostra, a

influência seria dada pela soma dos coeficentes de Et e EtD2t. Ao realizar esse teste acima,

podemos observar um impacto positivo da taxa de câmbio de 0,26 no retorno real da Eletrobras para os valores menores do que os 16% maiores da amostra e um impacto negativo de 3,14 para os valores 16% maiores da amostra. Essa análise será repetida nesse estudo para as dummies que apresentarem significância no modelo, seja individualmente ou através do teste Wald.

Posteriormente, para isolar o efeito dos valores extremos inferiores, foi incluída a terceira variável dummy D3t na equação III.5 de forma a ser atribuído o valor 0 para os

valores Et maiores ou iguais a X e 1 para valores de Et menores a X, sendo X o valor tal que

16% das observações são menores que X.

(29)

Tabela III.5

Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante -0.0029 0.0068 0.6676 D3t 0.1592 0.0700 0.0242 Rt 0.8576 0.0998 0.0000 RtD3t -0.9084 0.3751 0.0165 Et -0.5534 0.3571 0.1230 EtD3t 3.9635 1.5665 0.0123 Et2 2.9836 2.0324 0.1439 Et2D3t 267.8168 117.3677 0.0237 Observações 180 P-Valor ( Estatística F) 0.0000 R2 0.5318 R2 Ajustado 0.5127 Durbin-Watson 1.4137

A Tabela III.5 evidencia que as variáveis: D3t, EtD3t e Et2D3t , individualmente,

apresentaram um p-valor com significância.

optamos por testar se o resultado dessas duas variáveis somadas seria igual a zero, obtendo um p-valor igual a 0,0019, indicando que rejeitamos a hipótese nula. Logo, essas variáveis, em conjunto, são significativas e concluímos que os valores extremos inferiores também afetaram o preço das ações da Eletrobras.

Levando em consideração os coeficientes de Et2 e Et2D1t (µ0 e µ3)e a hipótese nula

dada por: µ0 + µ3 = 0, obtivemos o valor de 0,0070, de forma que rejeitamos essa hipótese,

sugerindo que a oscilação cambial teve impacto na formação dos preços dessa ação.

Novamente, com o objetivo de confirmar a significância das variáveis, realizamos teste com os quatro coeficientes aplicando o teste Wald para a Equação III.5, podendo verificar a seguinte hipótese nula: H0: 0 = 3 =  = 3 = 0. O resultado apresentado no teste

Wald para a significância conjunta dessas variáveis foi um p-valor de 0,0135, fazendo com

(30)

conjuntamente contribuem para explicar a variável dependente, com um R2-ajustado igual a 0,5127.

Dada a significância dos coeficientes da exposição cambial, analisando o comportamento da dummy D3t para os períodos em que D3t = 0 , ou seja, valores 16%

menores da amostra, podemos observar o impacto através do coeficiente de Et. Para os valores

de D3t = 1, ou seja, os valores maiores do que os 16% menores da amostra, a influência seria

dada pela soma dos coeficentes de Et e EtD3t. Ao realizar esse teste acima, podemos observar

um impacto negativo da taxa de câmbio de 0,55 no retorno real da Eletrobras para os valores 16% menores da amostra e um impacto positivo de 3,41 para os valores maiores do que os 16% menores da amostra.

Dessa forma, as supracitadas variáveis são importantes no modelo e o efeito dos valores extremos inferiores da taxa de câmbio afetaram o retorno real da ação da empresa Eletrobras.

Segundo Giambiagi e Villela (2005), em janeiro de 1999, o Brasil enfrentou uma grave e inevitável desvalorização cambial, tendo como conseqüência a mudança de taxa de câmbio fixa para flutuante. O panorama começou a mudar com a nomeação de Armínio Fraga para o posto de presidente do Banco Central. Foram adotadas duas providências: elevação da taxa de juros e adoção do sistema de metas de inflação, que há anos vinha sendo adotado em diversos países. Neste cenário será introduzida a seguir uma nova dummy referente à mudança da política de câmbio para análise de sua relevância na definição do retorno das ações.

Dessa forma, na equação III.6, foi incluída a variável dummy D4t em que foi atribuído

o valor 0 para os valores Et de janeiro de 1995 até janeiro de 1999 e 1 para valores de Et a

partir de fevereiro de 1999 até dezembro de 2009.

rt = 0 + 4D4t + 0Rt + 4Rt D4t + 0Et + 4Et D4t + µ0Et2 + µ4Et2D4t + εt (III.6)

(31)

Apresenta-se a seguir os resultados obtidos na Tabela III.6: Tabela III.6

Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante 0.0019 0.0111 0.8625 D4t -0.0073 0.0130 0.5759 Rt 0.9822 0.0792 0.0000 RtD4t -0.2334 0.1542 0.1319 Et -1.9564 0.9435 0.0396 EtD4t 1.7399 0.9726 0.0754 Et2 6.4384 15.3897 0.6762 Et2D4t -5.2490 15.4565 0.7346 Observações 180 P-Valor ( Estatística F) 0.0000 R2 0.5308 R2 Ajustado 0.5117 Durbin-Watson 1.4608

As variáveis explicativas Et e EtD4t apresentam significância estatística quando

analisadas individualmente e, como seus coeficientes apresentaram sinais contrários, vamos realizar o teste onde, H0: 0 + 4 = 0. Como resultado deste teste, obtivemos um p-valor de

0,0765 e, logo, rejeitamos a hipótese nula, mostrando que a exposição cambial, neste cenário, impactou no preço das ações da Eletrobras.

Como as variáveis Et2 e Et2D4t também apresentam sinais contrários, seguimos o

mesmo raciocínio onde, H0 :  + 4 = 0 . O resultado aponta um p-valor igual a 0,6336 não

rejeitando a hipótese nula e portanto, mostrando que a volatilidade da exposição cambial não é significativa na explicação dos preços das ações.

Diante da contradição acima, aliado ao fato da Eletrobras deter grande parte de seus recebíveis atrelados ao dólar, optamos por testar todos esses parâmetros em conjunto (H0: 0

= 4 =  = 4 = 0), na tentativa de melhorar o resultado, sendo obtido um p-valor igual a

(32)

conjunto foram importantes na explicação do preço da ação. Portanto, a exposição cambial e a volatilidade do câmbio, juntas, foram relevantes na determinação do retorno da ação.

De acordo com a significância encontrada pelo teste descrito acima, verificando o comportamento da dummy D4t para os períodos em que D4t = 0 , ou seja, valores até janeiro

de 1999, o impacto é dado pelo coeficiente de Et. Para os valores de D4t = 1, ou seja, valores a

partir de fevereiro de 1999, o impacto seria dado pela soma dos coeficentes de Et e EtD4t. Ao

realizar esse teste acima, podemos observar um impacto negativo da taxa de câmbio de 1,96 no retorno real da Eletrobras para os valores até janeiro de 1999 e um impacto negativo de 0,22 para os valores a partir de fevereiro de 1999.

Consideramos também, em nossa análise, a crise global ocorrida em 2002. Segundo Giambiagi (2005), os problemas econômicos de 2002 refletiam, em parte, uma crise de desconfiança à incerteza em torno do que ocorreria com a política econômica a partir de 2003, com a posse do novo governo. Três indicadores, ligados entre si, captaram com toda intensidade essa incerteza. Primeiro, o risco-país, medido pelos C-bonds, atingiu mais de 2000 pontos-base, depois de se apresentar um pouco mais de 700 pontos em março daquele ano. Segundo, a taxa de câmbio que em março de 2002, fechara a R$ 2,32 – mesma cotação de final de 2001 – chegou a R$ 3,89 no final de setembro, último dia útil das eleições (representando um aumento da cotação cambial de 68% em seis meses). Por último, a expectativa da inflação para 2003 elevou-se dramaticamente a partir de setembro.

Conforme os fatos mencionados acima, introduzimos a variável dummy D5t de forma

que a dummy assuma o valor 1 para todos os meses do ano de 2002 e o valor 0 para todos os demais períodos.

Apresenta-se a seguir a equação III.7 a ser estimada:

(33)

Apresenta-se a seguir na Tabela III.7 os resultados obtidos da equação acima: Tabela III.7

Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante -0.0070 0.0058 0.2298 D5t 0.0393 0.0247 0.1140 Rt 0.8625 0.0919 0.0000 RtD5t 0.2021 0.2532 0.4258 Et -0.0420 0.2164 0.8464 EtD5t -0.2221 0.5135 0.6659 Et2 0.8495 1.3652 0.5346 Et2D5t -7.3347 5.5937 0.1915 Observações 180 P-Valor ( Estatística F) 0.0000 R2 0.5302 R2 Ajustado 0.5110 Durbin-Watson 1.4788

Esta equação demonstra a ausência de significância estatística das variáveis: Et, EtD5t,

Et2 e Et2D5t , quando analisadas individualmente. Sendo assim, seguimos o modelo das

equações anteriores e testamos as variáveis Et e EtD5t em conjunto e posteriormente as

variáveis Et2 e Et2D5t em conjunto, não havendo significância em ambas as situações.

Passamos à análise das quatro variáveis concomitantemente (H0: 0 = 5 =  = 5 = 0),

sendo neste caso rejeitada a hipótese nula, o que sugere que estas variáveis foram importantes neste cenário, ou seja, a exposição cambial e a volatilidade do câmbio provavelmente influenciaram no retorno real da ação da empresa Eletrobras, com um R2-ajustado igual a 0,5110.

Conforme a significância calculada acima pelo teste Wald, estudaremos o comportamento da dummy D5t para os períodos em que D5t = 0 , ou seja, valores para os anos

1995 a 2009, com exceção do ano de 2002, de forma que esse impacto seja representado pelo coeficiente de Et. Para os valores de D5t = 1, ou seja, valores para o ano de 2002, o impacto

(34)

seria dado pela soma dos coeficentes de Et e EtD5t. Calculando esse teste acima, podemos

observar um impacto negativo da taxa de câmbio de 0,04 no retorno real da Eletrobras para os valores durante os anos de 1999 a 2009, extraindo o ano de 2002, e um impacto negativo de 0,26 para os valores no ano de 2002.

A seguir, serão consideradas na Equação III.8 a inclusão de todas as variáveis independentes e as dummies citadas, apresentando os resultados na Tabela III.8:

rt = 0 + 1D1t + 2D2t + 3D3t + 4D4t + 5D5t + 0Rt + 1Rt D1t + 2Rt D2t + 3Rt D3t + 4Rt

D4t + 5Rt D5t + 0Et + 1Et D1t+ 2Et D2t + 3Et D3t +4Et D4t +5Et D5t + µ0Et2 + µ1Et2D1t +

(35)

Tabela III.8

Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante 0.0322 0.0258 0.2153 D1t -0.0441 0.0306 0.1519 D2t 0.0564 0.0689 0.4141 D3t 0.1542 0.0828 0.0644 D4t -0.0059 0.0178 0.7397 D5t 0.0357 0.0215 0.0983 Rt 0.9171 0.2042 0.0000 RtD1t 0.0687 0.2020 0.7343 RtD2t -0.6503 0.4274 0.1302 RtD3t -0.4444 0.5882 0.4510 RtD4t -0.0938 0.2176 0.6671 RtD5t 0.2665 0.2342 0.2570 Et 0.3809 1.7132 0.8243 EtD1t 1.2176 2.8316 0.6678 EtD2t -4.7075 2.7703 0.0913 EtD3t 3.5320 2.4365 0.1492 EtD4t 1.9003 1.2427 0.1283 EtD5t -0.1458 0.5571 0.7939 Et2 38.2449 33.0408 0.2488 Et2D1t -83.7431 72.9799 0.2529 Et2D2t 56.5047 68.9798 0.4140 Et2D3t 87.2322 215.9237 0.6868 Et2D4t -0.2052 19.9278 0.9918 Et2D5t -2.2838 5.7686 0.6927 Observações 180 P-Valor ( Estatística F) 0.0000 R2 0.5789 R2 Ajustado 0.5169 Durbin-Watson 1.5265

A maior parte das variáveis acima quando analisadas individualmente não apresentam significância estatística. Desta forma, procedemos o teste de Wald no qual estaremos se esses parâmetros são iguais a zero (H0: 01234 =5 = 0) e (H0: 012 3

(36)

44 0), onde o p-valor alcançado foi de 0,1617 e 0,2946 respectivamente, ou seja, ambos

não conseguiram rejeitar a hipótese nula.

Procedemos em seguida a um novo teste com todas as variáveis em conjunto, onde H0: 1 = 2 = 3 = 4 =0 =1 =2 = 3 =0 = 1 = 2 = 3 = 4 = 0. Neste caso, obtivemos

p-valor igual a 0,0001, o que nos levou a rejeitar a hipótese nula. Sendo assim, podemos sugerir que todas as variáveis, quando analisadas em conjunto, impactaram no preço das ações da Eletrobras.

Com o intuito de analisar a influência do preço da ação no período anterior sobre o período atual e um possível problema de endogeneidade foram realizadas as equações III.9 e III.10 respectivamente.

Dessa forma, na equação III.8 foi introduzida a variável rt-1 como variável explicativa

e estimamos a regressão em MQO.

rt = 0 + 1D1t + 2D2t + 3D3t + 4D4t + 0Rt + 1Rt D1t + 2Rt D2t + 3Rt D3t + 4Rt D4t

+5Rt D5t + 0Et + 1Et D1t+ 2Et D2t + 3Et D3t + 4Et D4t+ 5Et D5t + µ0Et2 + µ1 Et2D1t +

µ2Et2D2t+ µ3Et2D3t+ µ4Et2D4t+ µ5Et2D5t+δrt-1 + εt (III.9)

(37)

Tabela III.9

Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante -0.031432 0.039783 0.4307 D1t -0.030679 0.047628 0.5204 D2t 0.264276 0.110199 0.0177 D3 0.090653 0.137241 0.5099 D4t 0.058599 0.027525 0.0348 D5t -0.03648 0.040379 0.3677 Rt 0.245905 0.319578 0.4428 RtD1t -0.420068 0.308758 0.1757 RtD2t -0.008416 0.516531 0.987 RtD3t 0.2352 0.925708 0.7998 RtD4t -0.068247 0.309722 0.8259 RtD5t 0.906802 0.791224 0.2535 Et 10.18193 3.284181 0.0023 EtD1t -2.765489 2.691539 0.3058 EtD2t -11.32592 3.693687 0.0026 EtD3t 0.976614 3.80018 0.7975 EtD4t -5.573589 2.589756 0.0329 EtD5t -0.086662 1.156289 0.9404 Et2 60.41246 67.4701 0.372 Et2D1t -259.2475 127.2405 0.0433 Et2D2t 217.2698 104.7139 0.0397 Et2D3t -289.1594 322.7889 0.3717 Et2D41 9.523509 49.30607 0.8471 Et2D5t 15.86392 10.31483 0.1261 rt-1 0.258523 0.10972 0.0197 Observações 180 P-Valor ( Estatística F) 0.0026 R2 0.2527 R2 Ajustado 0.1363 Durbin-Watson 1.9886

(38)

Como podemos verificar, na equação acima, o p-valor apresentado foi igual a 0,5278, o que sugere que a variável correspondente ao preço da ação defasado não foi significativa para explicar o retorno da ação da Eletrobrás.

Logo a seguir estimamos a equação III.10 que considera as variáveis explicativas defasadas, os resultados são encontrados na tabela III.10:

rt = 0 + 1D1t-1 + 2D2t-1 + 3D3t-1 + 4D4t-1+ 5D5t-1 + 0Rt-1 + 1Rt-1 D1t-1 + 2Rt-1 D2t-1 + 3Rt-1 D3t-1 + 4Rt-1 D4t-1+ 5Rt-1 D5t-1 + 0Et-1 + 1Et-1 D1t-1+ 2Et-1 D2t-1 + 3Et-1 D3t-1 +4Et-1

D4t-1+5Et-1 D5t-1+ µ0Et-12 + µ1Et-12D1t-1 + µ2Et-12D2t-1+ µ3Et-12D3t-1+ µ4Et-12D4t-1 + µ5Et-12D 5t-1+ εt (III.10)

(39)

Tabela III.10

Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor constante -0.0222 0.0402 0.5805 D1t-1 -0.0430 0.0480 0.3722 D2t-1 0.2808 0.1116 0.0129 D3t-1 0.1301 0.1382 0.3479 D4t-1 0.0556 0.0279 0.0479 D5t-1 -0.0261 0.0407 0.5220 Rt-1 0.4939 0.3061 0.1087 Rt-1D1t-1 -0.4146 0.3133 0.1876 Rt-1D2t-1 -0.1588 0.5200 0.7604 Rt-1D3t-1 0.1190 0.9379 0.8992 Rt-1D4t-1 -0.1083 0.3138 0.7304 Rt-1D5t-1 0.9928 0.8019 0.2176 Et-1 10.2920 3.3317 0.0024 Et-1D1t-1 -2.4637 2.7277 0.3678 Et-1D2t-1 -12.4927 3.7137 0.0010 Et-1D3t-1 1.9000 3.8350 0.6210 Et-1D4t-1 -5.1583 2.6214 0.0509 Et-1D5t-1 -0.0998 1.1731 0.9323 Et-12 68.6972 68.3606 0.3165 Et-12D1t-1 -279.5899 128.7977 0.0315 Et-12D2t-1 231.3033 106.0683 0.0307 Et-12D3t-1 -263.6672 327.3100 0.4217 Et-12D4t-1 10.3972 50.0234 0.8356 Et-12D5t-1 15.0790 10.4597 0.1514 Observações 180 P-Valor ( Estatística F) 0.0000 R2 0.2258 R2 Ajustado 0.1109 Durbin-Watson 1.8275

Considerando-se este modelo onde mostramos todas essas variáveis explicativas defasadas em um período, verificamos uma melhora, como pode ser visto nos resultados apontados na tabela acima em que as variáveis explicativas D2t-1, D4t-1, Et-1, EtD2t-1, EtD4t-1,

(40)

Et2D1t-1 e Et2D2t-1 foram significativas. Podemos verificar que na regressão III.10 a variável da

desvalorização do câmbio, Et-1, foi fortemente significativa, contribuindo consideravelmente

para explicar o retorno real da Eletrobras.

Diante disso, a fim de continuar aprimorando o modelo acima, optamos pela estimação da equação III.11, na qual incluímos tanto as variáveis explicativas defasadas quanto a variável dependente defasada, os resultados estão demonstrados na Tabela III.11:

rt = 0 + 1D1t-1 + 2D2t-1 + 3D3t-1 + 4D4t-1 +5D5t-1 + 0Rt-1 + 1Rt-1 D1t-1 + 2Rt-1 D2t-1 + 3Rt-1 D3t-1 + 4Rt-1 D4t-1 +5Rt-1 D5t-1 + 0Et-1 + 1Et-1 D1t-1+ 2Et-1 D2t-1 + 3Et-1 D3t-1 + 4Et-1

D4t-1 + 5Et-1 D5t-1 + µ0Et-12 + 4Et-1 D4t-1 µ1 + Et-12D1t-1 + µ2Et-12D2t-1+ µ3Et-12D3t-1+ µ4E t-12D4t-1+ µ5Et-12D5t-1 + δrt-1 +εt (III.11)

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Tabela III.11

Variável Coeficiente Erro Padrão* p-valor Constant -0.031432 0.039783 0.4307 D1t-1 -0.030679 0.047628 0.5204 D2t-1 0.264276 0.110199 0.0177 D3t-1 0.090653 0.137241 0.5099 D4t-1 0.058599 0.027525 0.0348 D5t-1 -0.03648 0.040379 0.3677 Rt-1 0.245905 0.319578 0.4428 Rt-1D1t-1 -0.420068 0.308758 0.1757 Rt-1D2t-1 -0.008416 0.516531 0.987 Rt-1D3t-1 0.2352 0.925708 0.7998 Rt-1D4t-1 -0.068247 0.309722 0.8259 Rt-1D5t-1 0.906802 0.791224 0.2535 Et-1 10.18193 3.284181 0.0023 Et-1D1t-1 -2.765489 2.691539 0.3058 Et-1D2t-1 -11.32592 3.693687 0.0026 Et-1D3t-1 0.976614 3.80018 0.7975 Et-1D4t-1 -5.573589 2.589756 0.0329 Et-1D5t-1 -0.086662 1.156289 0.9404 Et-12 60.41246 67.4701 0.372 Et-12D1t-1 -259.2475 127.2405 0.0433 Et-12D2t-1 217.2698 104.7139 0.0397 Et-12D3t-1 -289.1594 322.7889 0.3717 Et-12D4t-1 9.523509 49.30607 0.8471 Et-12D5t-1 15.86392 10.31483 0.1261 rt-1 0.258523 0.10972 0.0197 Observações 180 P-Valor ( Estatística F) 0.0026 R2 0.2527 R2 Ajustado 0.1363 Durbin-Watson 1.9886

Verificando a tabela anterior podemos observar que a inclusão do preço da ação com defasagem como variável explicativa melhorou ainda mais o modelo, fazendo com que as

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variáveis de exposição cambial, Et-1 , Et D2t-1 e Et D4t-1, e oscilação cambial, Et2D1t-1, Et2D2t-1,

fossem significativas e que a variável dependente rt-1 também fosse significativa, o que

sugere que o preço da ação da Eletrobras defasado explica o retorno real da Eletrobras.

Passamos à análise de cinco parâmetros em conjunto, sendo realizado o teste Wald para duas hipóteses (H0: 0 1 2 3 4= 0) e (H0: 0 1  2  3 = 4 = 0),

chegando a um p-valor de 0,0000 e 0,0248 respectivamente, e dessa forma rejeitamos ambas as hipóteses nulas, sugerindo que essas variáveis seriam significativas neste modelo.

Em seguida realizamos um teste conjunto com todas essas variáveis Rt D2t, Rt D3t-1, Rt

D4t-1, Et -1, Et D1t-1, Et D3t-1, Et D5t-1, Et-12, Et2D3t-1 e Et2D4t-1 que não eram significativas no

modelo, onde H0: 2 = 3 = 0 =1 =3 = 5 =0 = 3 = 4 = 0. Como resultado deste teste,

obtivemos p-valor igual a zero, o que nos leva a rejeitar a hipótese nula. Cabe ressaltar que assim como nos testes anteriores, a análise conjunta das variáveis muitas vezes ganha poder estatístico quando comparado à análise das variáveis individualmente.

Tendo em vista o acima exposto, podemos verificar que a inclusão das variáveis explicativas com defasagem e também do preço da ação defasado melhorou os resultados, o que sugere que o preço da ação defasado teve impacto na explicação do retorno real do preço da ação da Eletrobras, sugerindo a presença de endogeneidade na equação III.8.

Por fim, como podemos observar nos cálculos realizados nesse presente estudo, a variação da taxa de câmbio, no período analisado, explicou o retorno real da Eletrobras de forma com que essa empresa sofra impacto da oscilação cambial na sua carteira. Atualmente as empresas no mundo todo estão mais conscientes desse fato, administrando melhor sua carteira e tentando reduzir esse impacto através do maior uso de derivativos. Essa mencionada técnica de hedge teve maior adoção principalmente a partir da transição do regime de câmbio fixo para flutuante em 1999 que trouxe enormes variações negativas para o balanço patrimonial de muitas empresas.

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IV – Conclusões

Nesta dissertação analisamos a relação existente entre o retorno real das ações das Centrais Elétricas Brasileiras S.A. - Eletrobras e a oscilação das taxas de câmbio. Devido a intensas variações no fluxo de caixa de empresas, cada vez mais cresce a importância de se mensurar como a volatilidade da taxa de câmbio afeta o retorno de uma empresa. Atualmente, a avaliação dessa exposição para as empresas tornou-se muito relevante e definitiva para obtenção de liberações financeiras e estimação do seu valor contábil e econômico, bem como para determinação de sua política de gerenciamento de riscos.

Diversos autores internacionais têm escrito a respeito desse tema e os textos abordados no Capítulo II, Koutmo e Martin (2005), Dominguez e Tesar (2006) e Doidge, Griffin e Williamson (2006), concluíram que alterações na taxa de câmbio geram impacto nos demonstrativos econômico e financeiro das empresas, sendo este impacto diretamente proporcional do grau de exposição, estando relacionado à atividade fim da empresa, sua inserção no comércio exterior e sua política de proteção cambial.

No presente estudo, a equação base mostrou ausência de significância para a variável taxa de câmbio relativa ao preço da ação da empresa. Porém, ao levarmos em consideração variáveis dummies relativas a momentos marcantes de nossa economia, encontramos resultados demonstrando a existência de relação entre a exposição cambial e a oscilação do câmbio no retorno real da ação da Eletrobras, principalmente quando analisamos as variáveis em conjunto. Visando a melhora do modelo incluímos a variável dependente defasada e as

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variáveis explicativas defasadas que, quando analisadas em uma mesma equação, apontaram resultados mais significativos, sugerindo que nesse estudo, no período de janeiro de 1995 a dezembro de 2009, a oscilação da taxa de câmbio influenciou o retorno real das ações da Eletrobras.

Vale mencionar que algumas empresas brasileiras renomadas sofreram sérios danos em setembro de 2008 em seus resultados financeiros em virtude de especulação no mercado de derivativos, utilizando o mecanismo de hedge para obtenção de lucros que não eram relacionados à sua atividade fim. A Eletrobras iniciou a prática de derivativos em 2008, justamente no momento dessa crise, para atenuar sua exposição cambial e desde então vem adquirindo experiência. Porém, não consideramos nesta análise as operações de hedge em derivativos realizadas pela empresa por ser uma prática nova e a abertura dessa posição ser complicada, já que muitas empresas consideram essas informações como sigilosas.

Por fim, o comportamento das variáveis dummies apontou em sua maior parte um impacto negativo da desvalorização cambial no retorno real da Eletrobras, ou seja, a desvalorização cambial gera perdas no resultado financeiro dessa empresa. Essa conclusão é contraditória aos resultados da Eletrobras, pois conforme o Relatório Anual da Eletrobrás de 2008, a desvalorização do real em relação ao dólar e o fato de deter recebíveis, indexados ao dólar, fez com que a Eletrobrás gerasse uma receita líquida positiva de R$ 4,3 bilhões decorrente da variação cambial, contra uma perda de R$ 3,0 bilhões em 2007.

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V – Apêndice

Neste apêndice exemplificamos as estatísticas descritivas do Retorno Real da Eletrobras PNB, do Retorno Real do Ibovespa e da Desvalorização Cambial nas tabelas A1, A2 e A3 respectivamente.

Tabela A1 - Estatísticas Descritivas do Retorno Real da Eletrobras PNB (%)

Período Média

Desvio

Padrão Mínimo Máximo Mediana

1995-2009 0,20 10,55 -30,05 26,63 0,23 1995 -1,49 14,44 -25,77 21,82 -2,07 1996 1,78 6,54 -13,07 12,83 2,50 1997 3,19 10,00 -17,41 13,62 5,29 1998 -6,65 15,45 -30,05 22,84 -8,10 1999 2,73 13,17 -16,06 26,63 4,34 2000 -1,30 10,13 -15,11 18,84 -2,64 2001 -1,80 9,04 -19,51 11,61 -1,02 2002 -3,28 11,72 -14,99 18,75 -7,60 2003 5,91 11,94 -19,88 24,40 4,88 2004 -0,44 12,06 -22,86 16,73 0,12 2005 0,13 9,60 -19,40 17,99 0,18 2006 1,74 7,40 -11,40 11,13 3,80 2007 0,38 7,53 -14,74 10,99 -0,22 2008 0,50 6,27 -9,28 8,67 0,60 2009 1,64 7,71 -3,10 21,56 -1,39

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Tabela A2 - Estatísticas Descritivas do Retorno Real do Ibovespa (%)

Período Média

Desvio

1995-2009 0,91 8,51 -28,70 22,25 2,48 1995 -1,98 10,84 -15,21 14,65 -2,12 1996 3,16 4,82 -7,05 10,85 2,86 1997 2,49 10,80 -26,23 12,33 5,71 1998 -2,54 14,13 -27,49 21,06 0,53 1999 5,36 9,76 -10,63 22,25 6,71 2000 -0,69 7,64 -13,07 11,11 0,18 2001 -1,45 9,66 -20,00 14,77 -2,42 2002 -2,70 5,94 -13,75 5,88 -3,56 2003 4,83 6,47 -11,96 13,10 5,23 2004 0,96 6,55 -14,95 9,37 1,92 2005 1,71 5,61 -8,99 9,69 3,01 2006 1,98 4,96 -10,50 8,24 3,27 2007 2,82 5,24 -7,92 10,33 3,89 2008 -4,85 10,07 -28,70 9,52 -6,44 2009 4,61 4,61 -1,93 13,08 3,45

Tabela A3 - Estatísticas Descritivas da Desvalorização Cambial (%)

Período Média

Desvio

1995-2009 0,39 4,37 -11,30 24,19 0,51 1995 1,00 2,12 -1,67 6,37 0,96 1996 0,58 0,15 0,26 0,81 0,56 1997 0,59 0,07 0,51 0,71 0,58 1998 0,63 0,03 0,58 0,70 0,63 1999 3,55 10,13 -11,30 24,19 1,43 2000 0,51 2,00 -2,24 3,57 0,72 2001 1,55 4,49 -7,47 6,22 2,95 2002 3,58 5,58 -6,22 13,00 3,74 2003 -1,81 4,22 -10,01 4,34 -2,30 2004 -0,61 2,87 -3,79 6,48 -1,21 2005 -1,47 2,76 -5,02 4,03 -1,67 2006 -0,50 2,15 -5,11 3,17 -0,40 2007 -1,55 2,45 -5,33 4,37 -2,27 2008 2,45 6,60 -2,61 18,85 -0,92 2009 -2,62 2,69 -6,80 1,55 -2,50

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VI – Referências Bibliográficas

Adler, Michael e Dumas, Bernard. Exposure to currency risk: definition and measurement.

Financial Management, v.13, n.2, p.41-50, 1984.

Doidge, Carig; Griffin, John e Williamson, Rohan. Measuring the economic importance of exchange rate exposure. Journal of Empirical Finance, v.13, n.4/5, p.550-576, 2006.

Dominguez, Kathryn M. E. e Tesar, Linda L. Exchange rate exposure. Jounal of International

Economics, v.68, n.1, p.188-218, 2006.

Eun, Cheol S. e Resnick, Bruce G. International Financial Management. 4.ed., p.192-257, 2007.

Giambiagi, Fabio e Villela, André. Economia Brasileira Contemporânea. Economia, 2.ed., v.1, n.1, p.176-194, 2005.

Koutmos, Gregory e Martin, Anna D. First and second-moment exchange rate exposure: evidence from U.S.stock returns. The Financial Review, v.38, n.3, p. 455-471, 2003.