Anomalias do mercado de ouro no Brasil

(1)

H

FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS

ANOMALIAS DO MERCADO DE OURO NO BRASIL

DISSERTAÇÃO SUBMETIDA Ã CONGREGAÇÃO DA

ESCOLA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA (EPGE)

PARA OBTENÇÃO DO GRAU DE

MESTRE EM ECONOMIA

POR

IVAN MAGALHÃES JÚNIOR

RIO DE JANEIRO

Abril, 1991

(2)

(3)

WNDACAO GETOUO VARGAS

TESE DE MESTRADO

APRESENTADA À EPGE

POR

(4)

«NB4V-^FUNDAÇÃO GE7UU0 VARGAS

ESCOLA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA CAIXA POSTAL 9O52-2C-O2

RIO DE JANEIRO - RJ - BRASIL

CIRCULAR N 5 3 4

Assunto: Defesa Pública de Disser tação de Mestrado em Eco

nomia

Comunicamos formalmente à Congregação da Escola que es

tá marcada para o dia 05 de junho de 1991 (4§ feira), às 15:30horas,

na sala 1021 (10^ andar), a apresentação e defesa pública da Disser

tação de Mestrado em Economia, intitulada "Anomalias do Mercado de

Ouro no Brasil", por Ivan Magalhães Júnior.

A Banca Examinadora "ad hoc" designada pela Escola será composta pelos doutores: Uriel de Magalhães, Ney Roberto Ottoni de

Brito (UFRJ) e Sérgio Ribeiro da Costa Werlang (Presidente).

Com esta convocação oficial, além da Congregação de Pro

fessores da Escola, estão ainda convidados a participar deste ato a cadêmico os alunos da EPGE, interessados da FGV e de outras insti tuições .

Rio de Janeiro, 17 de maio de 1991

Xu;

Mario Henr-JrqUe Simonsen Diretor da EPGE

A-4 Formato Internacional 210x297 mm

(5)

^FUNDAÇÃO GETUUO VARGAS

ESCOLA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA

CAIXA POSTAL 9052-ZC-02 RIO DK JANEIRO - RJ - BRASIL

LAUDO DE DISSERTAÇÃO DE MESTRADO

Tendo examinado a dissertação de mestrado "Anomalias do Mercado

de Ouro no Brasil", do candidato ao título IVAN MAGALHÃES JR., consi dero tratar-se de um estudo que espelha o uso adequado da análise eco nômico-financeira, tendo os testes empíricos sido feitos com competên cia e argúcia. Considero, portanto, sua dissertação aprovada.

Rio de Janeiro, 05 de junho de 1991

Uriel de Magalhães,!

Professor da EPGE

A-« Formato Internacional 210x297 mm

(6)

ESCOLA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA DA FUNDAÇÃO GETULIO VARGAS

PRAIA DE BOTAFOGO, 190/10.O ANDAR

RIO DE JANEIRO - BRASIL - CEP 22.250

LAUDO SOBRE DISSSERTAÇÃO DE MESTRADO

Como integrante da Banca Examinadora, designado pela EPGE para julgar a Dissertação de Mestrado, intitulada "MíOMÃLI AS DO MEROUXJ DE OUKO MO BRASIL", do candidato ao título, Sr.

Ivan Magalhães Júnior, apresento as seguintes ponderações que justificam meu parecer e voto:

1) Apresenta uma adequada revisão dos trabalhos de análise de efeitos anormais na formação de preços de ações, índices e ouro em dias da semana,

2) Acrescenta novos e relevantes resultados sobre o comportamen

to do mercado de ouro no Brasil e

3) Evidencia compreender os aspectos metodológicos nos testes empíricos e procedimentos utilizados

envolvidos

CX.

Rio de Janeiro, 05 junho de 1991

Ney Roberto Ottoni de Brito, Professor Titular - FF.A - UFRJ

A-4 Formato Internacional 210x297mm

(7)

ESCOLA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA DA FUNDAÇÃO GETULIO VARGAS

PRAIA DE BOTAFOGO, 190/10.» ANDAR RIO DE JANEIRO - BRASIL - CEP 22.250

LAUDO SOBRE DISSERTAÇÃO DE MESTRADO

Como integrante da Banca Examinadora, designado pela EPGE

para julgar a Dissertação de Mestrado, intitulada "ANOMALIAS DO MER

CADO DE OURO NO BRASIL", do candidato ao título, Sr. Ivan de Magalhães

Júnior, apresento as seguintes ponderações que justificam meu pare

cer e voto:

1) É uma pesquisa extremamente interessante: o mercado de ou

ro no Brasil apresenta retornos anormalmente baixos nas segundas-fei ras e anormalmente altos nas quartas-feiras;

2) 0 resultado sobre anomalias nas quartas-feiras também ve

rifica-se nos EUA, corroborando a grande ligação entre o mercado de

ouro doméstico e o internacional, mesmo em um período em que não ha

via grandes intervenções do Banco Central do Brasil;

3) É uma pesquisa séria e provocante: porque ocorrem fenôme

nos como este?

Assim e nessas condições, sou de parecer que a referida

Dissertação seja aprovada e outorgado o título pretendido pelo candi

dato e autor deste trabalho.

Rio de Janeiro, 05 de junho de 1991.

Sérgio Ribeiro da Costa Werlang,

Professor da EPGE/FGV e

Presidente da Banca Examinadora .

A-4 Formato Internacional 210x297mm

(8)

(9)

Dedico este trabalho à minha

esposa e ao meu filho.

(10)

AGRADECIMENTOS

Agradeço a contribuição de todos que, direta ou indiretamente colaboraram para o desenvolvimento deste trabalho.

Em especial, a Sérgio Ribeiro da Costa Werlang, meu orientador, pelo apoio, paciência e atenção ao longo de todo o período de

realização do trabalho.

Aos professores Ney R. 0. Brito e Uriel Magalhães agradeço a

leitura e os comentários recebidos.

computadores, e a minha secretária Liliane pela datilografia do

trabalho.

Aos colegas e funcionários, agradeço a amizade e o apoio que

muito contribuiram, não só para o desenvolvimento da tese, mas

também para a própria conclusão curso.

Finalmente, não posso deixar de agradecer a minha mãe e à minha

esposa pelo apoio e incentivo que me deram.

(11)

ÍNDICE

PÁGINA

CAPÍTULO I

- INTRODUÇÃO

01 CAPÍTULO II

- EVIDÊNCIAS DE ANOMALIAS NOS MERCADOS

04 CAPÍTULO III

- METODOLOGIA

11 SEÇÃO III.1. - DETERMINAÇÃO DA RENTABILIDADE

12 SEÇÃO III.2. - TESTES UTILIZADOS

15 SEÇÃO III.3. - DADOS UTILIZADOS

.

17 UAFÍTUIiU IV

- KüSULTADUS UÜT1DUS

16 SEÇÃO IV.1.

- RENTABILIDADES OBTIDAS

19 SEÇÃO IV.2.

- REGRESSÕES OBTIDAS

25 SEÇÃO IV.3.

- TESTES NÃO PARAMÉTRICOS

29 CAPÍTULO V

- CONCLUSÕES

31

BIBLIOGRAFIA 35

(12)

CAPÍTULO I

INTRODUÇÃO

(13)

A Economia se distingue das demais ciências sociais, por supor

que os agentes tenham preferências bem definidas e que façam

escolhas racionais de acordo com suas preferências. Assim um resultado empírico é considerado anômalo se é difícil a sua "racionalização", ou se são necessários pressupostos pouco

plausíveis aos modelos utilizados.

As sazonalidades que ocorrem nos mercados financeiros são casos típicos de "anomalias". Estas anomalias podem ocorrer em relação a dias da semana, a meses do ano, partes do mês, ou ainda quando de interrupções do mercado como no caso dos feriados.

0 presente trabalho enfoca explicitamente as sazonalidades que

ouro.

Foi adotado o período que vai de outubro de 1983 a março de 1990,

atravessando assim diferentes períodos, bastante distintos da

economia brasileira, onde ocorreram diversos planos econômicos, três mudanças de unidade monetária, crises cambiais, concomitantemente com profundas mudanças políticas no país.

0 período em estudo se destacou por ser o de consolidação do

mercado no país, tendo aumentado o volume de ouro produzido e

transacionado nos mercados de bolsa e balcão, além do grande

(14)

No capítulo II são apresentadas algumas evidências internacionais

de

ocorrência

do fenômeno, não apenas no mercado do

ouro,

mas

também e principalmente nos mercados de ações.

0 capítulo III é dedicado à descrição de todos os procedimentos utilizados no estudo, bem como dos dados empregados.

0 capítulo IV apresenta o resultado dos testes realizados tanto com a utilização de regressões múltiplas quanto de teste não

paramétrico.

Finalmente no capítulo V são tiradas conclusões sobre os testes realizados, concluindo-se pela existência de uma rentabilidade real média negativa às segundas-feiras e positiva às

(15)

CAPÍTULO II

(16)

Segundo os padrões operacionais de quase todos os mercados não faz sentido imaginarmos que um dia da. semana apresente uma rentabilidade maior do que outro, ou seja não existem razões claras que justifiquem a existência de uma maior rentabilidade nc mercado acionário às terças-feiras do que às quintas-feiras, ou

no mercado de ouro às quartas-feiras ao invés das sextas-feiras.

No entanto estas rentabilidades substancialmente diferentes

ocorrem em muitos mercados, sendo conhecidas desde a publicação

do trabalho de Fields (1931), que obteve a comprovação da existência de anomalias no mercado acionário norte-americano.

Desde lá já se passaram sessenta anos, durante os quais diversos

trabalhos as ratificaram, além de demonstrá-las em outros

mercados.

0 fato que mais impressiona é que a divulgação do fenômeno a

tanto tempo não proporcionou o seu desaparecimento, como seria de se esperar através da ação de especuladores, tentando se aproveitar da anomalia.

Entre os trabalhos mais expressivos sobre o tema encontra-se o de

French (19 80) que analisou o comportamento do índice Standard and

Poorss de 1953 a 1977, segundo os critérios de dias corridos e o

(17)

Segundo o primeiro critério a rentabilidade média da segunda-feira deveria ser o triplo da dos demais dias, já que corresponderia a de sábado, domingo e segunda, enquanto que pelo segungo critério todos os dias deveriam apresentar a mesma

rentabilidade.

French descobriu que nenhum dos critérios era consistente com a realidade, tendo obtido uma rentabilidade significativamente negativa para as segundas-feiras, confirmando outros estudos desde o de Fields.

Testou ainda a rentabilidade após feriados, para verificar se o efeito era devido às segundas-feiras ou a qualquer interrupção no funcionamento do mercaao, conciumao que o efeito era típico de segundas-feiras encontrando uma rentabilidade média siguinificativamente positiva após os feriados.

No entanto a diferença da rentabilidade não permitiria lucros significativos, devido aos custos de transação.

Na tentativa de explicar o efeito fim de semana através da diferença entre os prazos de liquidação Lakonishok e Levi (1982) analisaram os dados do Center of Research in Security Prices.

(18)

Os dados foram divididos em 2 períodos, antes e depois de 1968, quando houve um aumento do prazo de liquidaçãc de 4 dias úteis para 5 dias úteis. Com 4 dias úteis o prazo em dias corridos era sempre de 7 dias, incluindo 1 dia para compensação do cheque. Quando houve a alteração do número de dias corridos pôde variar de 8 a 10 dias, 8 de segunda a quinta-feira e 10 às

sextas-feiras .

Os autores verificaram que os retornos às segundas era inferior ao das sextas, após a mudança do prazo de liquidação e que este efeito era eliminado quando era feita a correção dos valores através da eliminação dos juros adicionais recebidos pelos prazos

maiores.

Gibbons e Hess (1981) chegaram a mesma conclusão que French, usando os índices Standard and Poorvs 500 e o Dow Jones 30, para o período de 1962 a 1978, tendo estendido a análise ao mercado de títulos públicos federais norte-americanos, onde também se observou uma menor rentabilidade as segundas-feiras no período de

1962 a 1968.

Os dois resultados são teoricamente consistentes, pois uma queda na rentabilidade dos títulos públicos corresponde a um aumento na taxa de juros, aumento o custo de carregamento de uma carteira de ações, o que tenderia a provocar uma baixa no mercado acionário.

(19)

Harris (198S) analisou os dados da bolsa de Nova York a partir de dados de transação por transação, com sua respectiva hora de ocorrência. Concluiu que os diferentes dias da semana possuem

diferentes padrões de variação.

Como resultados mais significativos ele obteve que às terças e sextas-feiras ocorre uma alta significativa na primeira meia hora e nos últimos 15 minutos. Às segundas-feiras o efeito de queda

ocorre na primeira meia hora de pregão, sendo atenuado nos

últimos 15 minutos com uma alta acentuada.

Do seu resultado vemos que para aqueles que estiverem

interessados em arbitrar sobre as anomalias o ideal seria vender ao final de sexta-feira para recomprar meia hora após o início do

pregão de segunda-feira.

Condoyanni, CTHanlon e Word (1988) estenderam a análise para os mercados acionários de outros países, incluindo além do de Nova York, também os de Sydney, Toronto, Londres, Tóquio, Paris e

Singapura no período de 1969 a 1984.

Nos de Nova York, Toronto e Londres a rentabilidade é

significativamente negativa às segundas-feiras, em Paris, Sydney e Singapura ela é negativa apesar de não significativa, sendo no

entanto significativamente positiva em Tóquio. Para vários outras dias nos diversos mercados ela também se mostrou

(20)

Na tentativa de expurgar o efeito da bolsa de Nova York sobre os

demais,

eles realizaram regressões entre estes retornos e os

de

Nova York, no mesmo dia e com um dia de atraso considerando o erro residual como o retorno não explicado por Nova York. Com esse procedimento todos os retornos de segunda-feira se tornaram significantemente negativos com excessão de Tóquio. 0 mercado

japonês

no

entanto não pode ser bem comparado

com

os

demais,

porque o retorno de segunda-feira, calculado como fechamento de

segunda em relação ao fechamento de sexta, inclui o retorno de sábado, quando este mercado também opera.

Chaves (1988) encontrou uma rentabilidade às segundas-feiras inferior às das sextas-feiras quando analisou os índices IBV e xuu»DorA. Na aualxDC vàc aiyCca "Líluc oliipa " xiidÍVÍ«ÍüaliíiSnt£ OS

resultados não foram homogêneos para todas as ações.

Pelos exemplos já citados fica claro que anomalias em mercados são mais comuns do que se poderia esperar.

Nos mercados de ouro também foram detectadas anomalias; Bali, Torous e Tschoegl (1982) encontraram retornos e variâncias diferentes para cada dia da semana, analisando dados de 1975 a

(21)

No trabalho de Bali, Torous e Tschcegl, não foi encontrado um rendimento negativo às segundas-feiras, o "efeito fim de semana", mas sim ura resultado positivo às quartas-feiras, que foi

justificado por caracteristivas do processo de liquidação. No seu trabalho os autores também rejeitaram a hipótese de uma distribuição normal dos resultados.

Ma (19 86) comfirraou o estudo de Bali, Torous e Tschoegl realizando o teste de Wilcoxon-Mann-Whitney, devido a não normalidade já comprovada no estudo anterior.

(22)

CAPÍTULO III

METODOLOGIA

(23)

III.1. - DETERMINAÇÃO DA RENTABILIDADE

A metodologia usada visa comparar as rentàbilidades reais do ouro nos diversos dias da semana, comparando-as a fim de determinar se existe discrepância significativa em algum dia.

Para o cálculo da rentabilidade foi adotado o critério de taxas logorítmicas, considerando como rentabilidade nominal do dia t a relação log (Pt/Pt - 1), onde Pt. é o preço de fechamento do ouro

no dia t.

A série de preços do ouro foi deflacionada pelo índice geral de preços - disponibilidade interna (IGP - Dl) da Fundação Getúlio Vargas, por ter sido um índice imune a expurgos, além de ter mantido uma estrutura constante ao longo período da análise, que se estendeu de outubro de 1983 a março de 1990.

Como os índices são mensais e o trabalho foi feito em base diária, teve de ser feita a sua decomposição para base diária,

com este procedimento estamos supondo que a inflação se distribui

uniformemente ao longo de mês, além de que, os agentes econômicos trabalham com uma previsão perfeita do seu valor ao longo do mês.

Para realização da deflação teve-se de optar entre dois critérios

comumente confrontados nos trabalhos publicados no exterior,

quais sejam o de trabalhar-se com dias úteis e o de trabalhar-se

com dias corridos.

(24)

Pelo primeiro o deflator de todos os dias da semana de um dado mês são iguais. No segundo a segunda-feira e os dias pós-feriados deveriam absorver uma parcela maior da inflação mensal, já que esta seria decomposta por todos os dias do mês, assim, por exemplo, da rentabilidade de uma segunda-feira, deveriam ser

retirados três dias de inflação.

Nos testes preliminares foram utilizados os dois critérios para

comparação, pelo critério dos dias corridos observou-se que após

os dias de fechamento do mercado a rentabilidade era fortemente

negativa.

Este fato isoladamente poderia nos levar a conclusão pela

existência de uma forte irregularidade no mercado. No entanto o

mercado financeiro ao longo do período analisado sempre

considerou sábados, domingos e feriados, como dias não

remunerados. Assim do ponto de vista do investidor, bastava que

a remuneração ao longo de um período de interrupção

correspondesse a de um dia útil, para que lhe fosse indiferente a

rentabilidade. Não levando em consideração o aspecto de risco do

investimento.

Além do motivo já exposto, que é uma característiva de operação

do nosso mercado, deve-se levar em consideração a ordem de

grandeza da inflação considerada, pois em média não é comparável com a dos países onde se realizaram os testes no exterior. No nosso caso o efeito provocado por considerarmos mais de um dia de

(25)

inflação, em um dia de negócios é por demais acentuado.

Assim pelo exposto adotou-se o critério de calcular a rentabilidade tomando por base o número de dias úteis do mês adotando a seguinte fórmula de cálculo:

Pt/Pt-1

rt ■ log { ;

( 1/NDUm )

(1 + IGP-DIm)

rt = rentabilidade real do dia t

Pt = preço de fechamento dia t

IGP-DIm = variação do IGP-DI do mês m NDUm = número de dias úteis do mês m

Com base nesse critério foram calculados médias de rentabilidade para cada dia da semana, bem como seus desvios padrões. No cálculo dessas médias separamos os dias após feriados dos demais, porque tinha-se a espectativa de uma sazonalidade ainda mais intensa nestes dias. No entanto não foi feita uma análise específica desses dias, pois o número de dados disponíveis foi

insuficiente.

Além de termos um número insuficiente de dados para uma análise

em separado, devemos levar em consideração o número de planos

econômicos lançados nos últimos anos, todos após um feriado,

normal ou bancário, gerando violentas variações no preço do ouro logo em seguida aos planos. Dessa forma os poucos dados

(26)

disponíveis têm suas médias fortemente afetadas por esses dias atípicos, tornando-se inexpressivo qualquer resultado estatístico deles extraído.

III.2. - TESTES UTILIZADOS

Seguindo a tendência internacional adotou-se como primeiro teste o de realizarmos uma regressão das rentabilidades obtidas contra um conjunto de variáveis dummies, uma para cada dia da semana, sendo as únicas variáveis explicativas do modelo.

0 teste foi realizado para todo período, bem como para sub-períodos correspondentes aos anos gregorianos.

0 principal objetivo deste teste é determinar a significância dos coeficientes, para determinarmos se algum dia da semana apresenta, um efeito relevante sobre a rentabilidade.

Uma vez determinados os dias da semana que apresentam um

comportamento atípico, prossegue-se para um teste de igualdade de

médias, entre a média de cada dia e a dos demais, para ratificar

ou não o resultado obtido.

Para este procedimento precisávamos de um teste que não

dependesse de nenhum pressuposto forte, seja de normalidade das distribuições das rentabilidades, hipótese que Bali, Touros e Tschoegi (1982) já rejeitaram no exterior, ou ainda de igualdade

(27)

último pressuposto torna-se especialmente restritivo, porque o que pretendemos constatar são exatamente anormalidades nos

mercados.

Pelo exposto foi adotado o teste de ordem de Wilcoxon-Mann-Whitney, por ser um teste não pararnétrico, que leva em consideração apenas a ordem das rentabilidade seguindo um

critério crescente.

Neste teste a variável de teste S é a soma das rentabilidades de

um dia especifico da semana, quando comparado junto com os

demais.

Este teste foi utilizado para todo o período da amostra, assim devido ao grande número de observações podemos considerar que a distribuição de S converge para uma distribuição normal, sendo sua média e variância obtidas por:

m (m + n + 1) E(S) = 2 m n (m + n + 1)

G2S) =

12

onde m. é o número de observações do dia da semana que está sendo analisado e n é o número de observações dos demais dias.

(28)

A variável z da distribuição normal padrão é então obtida por:

S - E (S)

z =

E(S)

A hipótese nula (Ho) nesse caso será que |z| < c, onde c é uma

constante que determinará o nível de significancia do teste. 0

teste bicaldal foi adotado para aumentar a confiabilidade do

mesmo, caso Ho fosse rejeitado. 0 teste foi aplicado para todos

os dias da semana.

SEÇÃO III.3. - DADOS UTILIZADOS

As cotações do mercado de ouro utilizadas foram sempre as de

fechamento de cada dia de operação.

No período de 3 de odutubro de 1983 a 30 de janeiro de 1986 foram utilizadas as cotações da Bolsa de Mercadorias do Estado de São Paulo (BMSP), de 31 de janeiro de 1986 até 30 de março de 1990 foram utilizados os dados da Bolsa Mercantil e de Futuros

(BM&F),por ter se tornado a de maior volume de negócios.

Os índices de variação do IGP-DI foram obtidos na Fundação

Getúlio Vargas, para o mesmo período.

(29)

CAPÍTULO IV

RESULTADOS OBTIDOS

(30)

IV.1. - RENTABILIDADES OBTIDAS

Inicialmente

estão

apresentados os resultados obtidos

para

as

rentabilidades diárias do ouro no mercado brasileiro.

Nos quadros números 1, 2 e 3 estão apresentadas as rentabilidades médias, bem como os desvios padrões, para cada dia na semana, tanto para a hipótese de dias corridos quanto de dias úteis. Nele ainda aparecem separadamente os dias que sucedem feriados dos demais, quando podemos notar que o pequeno número de observações impede uma análise em separado.

DIAS QUE SUCEDEM AOS FERIADOS

POR DIA ÚTIL

RENTABILIDADE -2,80% -1,87% -1,87% -0,15% -1,00% -1,63% DESVIO PADRÃO 13,15% 4,50% 4,16% 2,53% 1,85% 7,29% POR DIA RENTABILIDADE _ _ _ -4,42% -3,45% -2,93% -1,72% -1,37% -2,95% CORRIDO DESVIO PADRÃO 14,67% 4,38% 4,98% 3,86% | 1,86% | 8,20% 19

(31)

DEMAIS DIAS QUADRO 2 1 1 | DIA DA SEMANA SEGUNDA TERÇA QUARTA QUINTA SEXTA TOTAL N 290 304 313 303 305 1515

POR DIA ÜTIL RENTABILIDADE -0,52% 0,01% 0,46% -0,03%' -0,02% -0,01% DESVIO PADRÃO 2,50% 2,44% 2,11% 1,97% 1,82% 2,21% POR DIA RENTABILIDADE 1,22% 0,26% 0,71% 0,22% 0,24% 0,05% CORRIDO DESVIO PADRÃO 2,66% 2,40% | 2,15% | 1,98% | 1,83% | 1 2,32% | QUADRO 3 TODOS OS DIAS

| f An i/n ol.1 mim

SEGUNDA TERÇA QUARTA QUINTA SEXTA TOTAL 308 324 320 316 318 1586

POR DIA ÚTIL

— „ — -0,65% -0,10% 0,41% -0,03% -0,06% -0,08% 10 FAORÃC 4,02% 2,66% 2,21% 2,00% 1,83% 2,67% POR -1,44% 0,03% 0,63% 0,14% 0,1 7% -0,08% DIA BE ] — I I I I I I — ! I CORRIDO DESVM rASáfc i 4,45% 2,72% | 2,31% | 2,12% | 1,86% | 2,92%

Dos resultados acima pode-se observar que após os feriados ocorre

sempre uma rentabilidade média negativa em todos os dias, mais

acentuadamente pelo critério por dias corridos, quando é alocado

um maior número de dias de inflação, deprimindo assim a

rentabilidade.

(32)

No resultado global vê-se que apenas as quartas-feiras apresentam

média

positiva

quando

é utilizado o critério

de

dias

úteis.

Quando é utilizado o de dias corridos reduz-se significativamente a rentabilidade das segundas-feiras, tornando todas as outras positivas, apesar da geral permanecer negativa.

Caso fosse utilizado o critério dos dias corridos, a rentabidade negativa às segundas seria quase que certamente significativa, já que somente ela garante uma média geral negativa.

Esta média geral negativa deve-se em grande parte ao fato do ouro ter apresentado durante a década de 80 uma tendência consistente de queda no mercado internacional, tendo se refletido n= ~cu prcçc interne, quando dcvida~.cr.tc deflacienade.

Nos quadros 4, 5, 6, 7, 8, 9 10 e 11 são apresentadas os mesmos resultados quebrados por ano de 1983 a 1990, neles são apresentados todos os dias não discriminando os que sucedem os

feriados.

(33)

ANO DE 1983 QUADRO 4 DIA DA SEMANA SEGUNDA TERÇA QUARTA QUINTA SEXTA TOTAL N 12 12 11 13 12 60

POR DIA ÚTIL

POR DIA ÚTIL

POR DIA ÚTIL

RENTABILIDADE 0,02% 0,40% 0,33% -0,38% 0,05% 0,08% DESVIO PADRÃO 1,36% 1,88% 1,24% 1,14% 0,86% 1,37% | POR DIA RENTABILIDADE -0,51% 0,55% 0,46% -0,26% 0,18% 0,08% CORRIDO DESVIO PADRÃO 1,40% | 1,92% 1,29% | 1,18% | 0,90% | 1,44% 22

(34)

QUADRO 7 ANO DE 1986 | DIA DA SEÜANA 1 j SEGUNDA | TERÇA | QUARTA QUINTA SEXTA TOTAL N 48 51 49 48 50 246

POR DIA ÚTIL

RENTABILIDADE -0,08% -0,31% 0,36% 0,33% 0,22% 0,10% DESVIO PADRÃO 1,78% 3,10% 1,49% 1,71% 1,25% 2,00% POR DIA RENTABILIDADE -0,28% -0,26% 0,43% 0,34% 0,28% 0,10% CORRIDO DESVIO PADRÃO 1,87% 3,21% 1,51% | 1,81% | 1,24% | 2,08% I QUADRO 8 ANO DE 1987 | DIA DA SEMANA SEGUNDA | 1CftyM QUARTA QUINTA SEXTA TOTAL N 46 5 i 50 48 48 243

POR DIA ÚTIL

- -

-RENTABILIDADE 1 DESVIO PADRÃO

-0,70% -0,57/. 0,21% -0,08% 0,53% -0,08% 2,75% 2,0h/. 2,60% 1,94% 1,97% 2,32% POR DIA RENTABILIDADE -1,43% -\J,C7U 0,44% 0,10% 0,74% -0,08% CORRIDO " DESVIO PADRÃO ~ 2,74% 2,59% | 2,06% 1,97% | 2,46% I QUADRO 9 ANO DE 1988 1 | DIA DA SEMANA 1 | SEGUNDA | TERÇA j QUARTA QUINTA SEXTA TOTAL

| POR DIA ÜTIL

1

1 —

-N | RENTABILIDADE DESVIO PADRÃO

i i 1 46 | -0,18% 50 | -0,10% 50 \ 0,24% 51 | 0,09% 49 [ -0,03% I 246 | -0,01% 1,49% 1,46% 1,44% 1,51% 1,45% 1,48 POR DIA RENTABILIDADE -1,27% 0,03% 0,55% 0,34% 0,25% 0,00% CORRIDO DESVIO PADRÃO | 1,54% | 1,66% | 1,43% | 1,53% | 1,44% | 1,65% | 23

(35)

QUADRO 10 ANO DE .1989 ANO DE 1990 DIA DA SEMANA SEGUNDA TERÇA QUARTA QUINTA SEXTA TOTAL N 45 50 50 48 50 243

POR DIA ÚTIL j POR DIA CORRIDO |

— | _

RENTABILIDADE | DESVIO PADRÃO | RENTABILIDADE

| __ __| -1,15% | 4,38% | -2,40% 0,30% | 3,13% | 0,48% 1,06% | 3,35% | 1,38% 0,50% | 3,30% ] 0,84% -0,68% | 3,09% j -0,33% 0,03% | 3,56% 0,04% DESVIO PADRÃO j 4,56% | 3,16% 3,68% 3,28% | 3,15% | 3,81% QUADRO 11 I 1 | DIA DA SEMANA | SEGUNDA | TERÇA | QUARTA | QUINTA | SEXTA TOTAL N 11 12 11 11 12 -57

POR DIA ÚTIL

RENTABILIDADE -6,04% -2,80% 1,10% -1,73% -0,03% - --1,88% _ DESVIO PADRÃO 16,04% 6,17% 4,35% 2,09% 1,73% 8,29% POR DIA RENTABILIDADE -9,20% -2,32% 2,15% -1,48% 0,92% -1,94% CORRIDO DESVIO PADRÃO | 17,67% | 6,14% | 4,31% | 3,88% | 1,94% | _ _ | 9,52% |

Nos resultados ano a ano,pelo critério dos dias úteis, podemos observar quea rentabilidade das quartas-feiras é sempre positiva, em todos os outros ela alterna de sinal. Às segundas-feiras, no entanto, ela só alterna em 1985 e por apenas 0,02%, sendo em

todos os demais negativa.

(36)

Estes resultados são mais expressivos pelo critério dos dias

corridos, com a média das rentebilidades das quartas-feiras

sempre positiva e a das segundas-feiras sempre negativas.

Pelo exposto anteriormente foi adotado o critério dos dias úteis

para a análise dos resultados.

IV.2. - REGRESSÕES OBTIDAS

A regressão utilizada foi:

rt = aDi + bD2 + cD3 + dD4 + eD5 + et rt = rentabilidade real do dia t

Dl = dummy das segundas-feiras D2 = dummy das terças-feiras

D4 = dummy das quintas-feiras •

D5 = dummy das sextas-feiras et = erro residual

No quadro 12 abaixo são apresentados os resultados da regressão testada para todo o periodo da análise.

QUADRO 12 I a b cd e I - ---Coeficientes | - 0.00652 - 0.00101 0.00411 - 0,00032 - 0,00060

Teste (t)

j - 4,31158

- 0,69022

2.77226

- 0.22028

- 0.40523

R2 = 0,015818

Número de observações = 1586 25

(37)

Como pode-se observar do quadro acima os coeficientes

significaroente diferentes de zero são o da dummy 1 e o da dummy 3, com nível de siguinificância menor que 0,6%.

0 período foi em seguida separado por anos, assim serão

apresentados abaixo esses resultados nos quadros 13, 14, 15, 16, 17, 18, 19 e 20. QUADRO 13 ANO 1983 Coefi cientes Teste (t) 0,00930 0,00129 1.54071 0,21376 0,00199 0,31675 - 0.00150 - 0,25960 0,00710 1.17578

R2 = 0,047616

n2 de observações: 60 QUADRO 14 ANO 1984 | a b c d e I - -- -Coeficientes | - 0,00558 0.00087 0,00164 - 0.00240 - 0,00234 Teste (t) | - 2,58784 0.39915 0.76822 - 1.10472 - 1.06399

R2 = 0,029062

na de observações: 247 26

(38)

ANO Coefi Teste 1985 ! i. i cientes | (t) | 0 0 a ,00016 ,08220 0, 2, b 00402 07793 QUADRO 15 c 0.00330 1.69013 • - o, - 1. d 00382 95833 0 0 e .00054 .27743

R2 = 0,040718

n° de observações: 244 ANO Coefi Teste T,2 _ 1986 1 I--l cientes | -(t) | -. n num 0 0 A a ,00076 ,26547 - o, - 1. b 00313 11434 QUADRO 16 c 0.00359 1.25189 0 1 d ,00330 .13996 0 0 e .00215 .75884 n2 de observações: 246 QUADRO 17 ANO 1987 | a b c d e I - - -Coeficientes | - 0.00702 - 0,00367 0,00208 - 0,00078 0.00527 Teste (t) | - 2.06638 - 1,13950 0.63718 - 0,23524 1.58468

R2 = 0,033532

n2 de observações: 243 27

(39)

ANO Coefi Teste

R2 =

1988 ! i i cientes | -(t) ! -' 0,010443 0 0 a ,00177 ,81093 - o. - 0, b 0C104 49552 QUADRO 18 c 0.00243 1,15652 0 0 d .00087 ,41926 - 0 - 0 e .00075 ,35703 de observações: 246 ANO Coefi Teste 1989 1 i _ i cientes | (t) | - 0 - 2 a .01154 .21202 0. 0, b 00300 60649 QUADRO 19 c 0,01060 2.14230 0 0 d .00504 ,99828 - 0 - 1 e .00680 ,37424

R2 = 0,050742

nfi de observações: 243 ANO 1990 QUADRO 20 I Coeficientes | - 0,06004 - 0,02798 0.01099 - 0.01728 - 0.00031 Teste (t) | - 2,41631 - 1.16837 0.43922 - 0.69097 - 0.01330

R2 = 0,082964

Nfi de Observações: 57

Dos resultados apresentados acima.- pode-se notar que poucos

resultados são estatisticamente significativos. A nivel de

siguinificância entre 10% e 15% encontramos os coeficientes a de

1983 e o c de 1987.

(40)

Com nível de significância entre 5 e 10%, encontramos os coeficientes c e d de 1985.

Com nível de significância entre 5% e 1% encontramos os coeficientes b de 1935,a de 1987, a e c de 1989 e a de 1990. Com o nível menor que 1% encontramos o coeficiente a de 1984.

IV.3. - TESTE NÃO PARAMÉTRICO

Como já foi citado no capítulo anterior foi utilizado o teste de Wilcoxom-Mann-Whitney.

As rentabilidades reais foram ordenadas de 1 a 1586 em ordem

crescente. O teste foi aplicado considerando a rentabilidade de

cada dia da semana em relação a todos os demais, tendo sido obtidos os valores constantes no quadro 21, que encontra-se a

seguir.

QUADRO 21

DIA DA SEMANA M N S E(S) G(S) Z

v Segunda-feira 308 1.278 216.210 244.398 7.215,0 - 3,91 Terça-feira 324 1.262 257.377 257.094 7.353,6 0,04 Quarta-feira 320 1.266 282.143 253.920 7.319,6 3,86 Quinta-feira 316 1.270 249.379 250.746 7.285,2 - 0,19 Sexta-feira 318 1.268 253.382 252.333 7.302,5 0,14 No quadro acima M significa o número de ocorrências do dia da

semana em questão, N significa o número de ocorrências dos demais

dias da semana, S é a variável de teste, E(S) sua esperança matemárica, G(S) seu desvio padrão e Z a normal reduzida.

(41)

Dos valores obtidos vemos que para segunda e para a quarta-feira a variável S é significativamente diferente de seu valor esperado com nível de significância menor que 0,02%.

Como no teste descrito poderia haver alguma tendenciosidade, no

sentido de que a segunda-feira que apresenta baixa rentabilidade foi comparada com outros quatro dias, dentre os quais a quarta-feira que apresenta uma alta rentabilidade, foi feito um outro

teste onde a segunda-feira foi comparada com os 3 dias

considerados normais, terça, quinta e sexta-feiras.

Da mesma forma a quarta-feira também foi comparada aos 3 dias

normais.

Deste teste obtivemos o quadro abaixo.

QUADRO 22

DIA DA SEMANA M N S E (S) G (S) Z

Segunda-feira 308 958 177.806 195.118 5.581,56 - 3,10 Quarta-feira 320 958 221.987 204.640 5.716,13 3,03

Como pode-se observar, apesar de um pouco menos acentuada, a

segunda-feira continua com um retorno significativamente negativo

e a quarta-feira com um retorno significativamente positivo, a um

nível de significância menor que 0,3%, em um teste bi-caudal.

Este resultado só vêm reforçar os anteriormente obtidos.

(42)

CAPÍTULO V

CONCLUSÕES

(43)

Os resultados obtidos nos permitem tirar algumas conclusões sobre a existência de anomalias no mercado de ouro no Brasil.

Quando analisa-se o período como um todo pode-se observar a existência de anomalias na segunda e na quarta-feira. Na primeira a rentabilidade é significativamente menor que zero, na

segunda maior que zero.

Estas anomalias foram detectadas através das regressões e confirmadas através do teste de Wilcoxon-Mann-Whitney, em todos os casos o nível de significância é menor que 1%.

A rentabilidade negativa às segundas-feiras coincide com o resultado ■* ü vsjrificôdo cm djlvczccs ■™<^-*-r*2.dL/~*— &ci.oré.zi.03 qiti diversas partes do mundo, alguns dos quais citados no capítulo II.

Alem disso apresenta uma outra anomalia, que é a rentabilidade elevada nas quartas-feiras, resultado também encontrado no mercado internacional de ouro por Bali, Tourous e Tschoegl

(1982), que pode ser uma das causas do fenômeno no Brasil.

Estes dois resultados mostram a inadequação do modelo de retorno por dia útil. 0 que utiliza o retorno por dias corridos também foi desconsiderado, pelos motivos anteriormente detalhados.

(44)

Nos testes que abrangeram apenas um ano os coeficientes além de

menos expressivos são inconstantes de um ano para outro. Por

exemplo enquanto em 1984 o coeficiente significativo era o negativo de segunda-feira, em 1985 eram os positivos de terça e

quarta-feiras e o negativo de quinta-feira.

Em 1986 e 1988 nenhum coeficiente atingiu o nível significância

de 10%.

Assim não seria relevante a realização do teste não paramétrico

para os sub-períodos.

A baixa rentabilidade das segundas-feiras poderia ser explicada

em parte por uma baixa demanda devido a muitos investidores

"esticarem" o fim de semana e não operarem na segunda-feira, em

parte por notícias pessimistas esperadas para a economia no fim

de semana não terem efetivamente ocorrido, assim a demanda de

sexta-feira teria sido excessiva. No entanto nenhuma delas

justifica de forma conclusiva o fenômeno,pois a sua continuidade levaria a operações especulativas que tenderiam a eliminá-lo.

Com relação às quartas-feiras, não existem explicações plausíveis

para o fenômeno, podendo indicar apenas a estreita correlação

entre os mercados interno e externo, já que este também apresenta

esta anomalia.

(45)

As explicações mais comuns no mercado externo levam em

consideração o prazo de liquidação, que varia com o dia da

semana. Este fator é relevante quando os finais de semana e

feriados são remunerados nos mercados financeiros, pois dependendo do dia do negócio teriamos um juro acumulado maior ou

menor no periodo entre o fechamento do negócio e sua liquidação financeira.

No Brasil este fator não é relevante devido à não remuneração dos

dias de interrupção do mercado financeiro.

No exterior o conhecimento do fenômeno há mais de 60 anos, não

alterou a sua ocorrência, como seria de se esperar, com a

ele.

Isto se deve em grande parte aos custos de transação, bem como ao

custo de carregamento das posições, que pode variar muito de um

período para outro. No entanto isto não impediria que o fenômeno tendesse ao desaparecimento, pois os compradores passariam a

esperar o final do dia de baixa para operar, fazendo os

vendedores ao movimento oposto.

Assim é provável que mesmo após a divulgação destes resultados as

anomalias continuem ocorrendo.

(46)

BIBLIOGRAFIA

(47)

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