FACULDADE DE ECONOMIA E FINANÇAS IBMEC PROGRAMA DE PÓS-GRADUAÇÃO E PESQUISA EM

ADMINISTRAÇÃO E ECONOMIA

DISSERTAÇÃO DE MESTRADO PROFISSIONALIZANTE EM ECONOMIA

“PREÇO DE PETRÓLEO E MERCADO DE AÇÕES: EVIDÊNCIA DO MERCADO BRASILEIRO”.

FELIPE MEDEIROS RANGEL

ORIENTADOR: PROF. DR. OSMANI TEIXEIRA DE CARVALHO GUILLÉN

Rio de Janeiro, 30 de janeiro de 2012.

“PREÇO DE PETRÓLEO E MERCADO DE AÇÕES: EVIDÊNCIA DO MERCADO BRASILEIRO”

FELIPE MEDEIROS RANGEL

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

ORIENTADOR: PROF. DR. OSMANI TEIXEIRA DE CARVALHO GUILLÉN

Rio de Janeiro, 30 de janeiro de 2012.

“PREÇO DE PETRÓLEO E MERCADO DE AÇÕES: EVIDÊNCIA DO MERCADO BRASILEIRO”

FELIPE MEDEIROS RANGEL

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

Avaliação:

BANCA EXAMINADORA:

______

Professor Dr. OSMANI TEIXEIRA DE CARVALHO GUILLÉN (Orientador) Instituição: IBMEC

______

Professor Dr. JOSÉ VALENTIM MACHADO VICENTE Instituição: IBMEC

______

Professor Dr. ALEXANDRE BARROS DA CUNHA Instituição: UFRJ

Rio de Janeiro, 30 de janeiro de 2012.

336.76 Rangel, Felipe Medeiros. R196p Preço de petróleo e mercado de ações: evidência do mercado brasileiro. / Felipe Medeiros Rangel . - Rio de Janeiro: Faculdades Ibmec, 2012. 59f.; 29 cm.

Dissertação de Mestrado Profissionalizante em Economia apresentado ao IBMEC como requisito para conclusão de curso.

Área de concentração: Finanças. Orientador: Dr. Prof. Osmani Teixeira de Carvalho Guillén.

1. Preço de petróleo. 2.Choques de preço de petróleo. 3. Retornos de ações. 4.Setores da economia. 5.Precificação de ativos. I. Rangel, Felipe Medeiros. II. Dr. Prof. Osmani Teixeira de Carvalho Guillén. III. Preço de petróleo e mercado de ações: evidência do mercado brasileiro.

DEDICATÓRIA

À minha namorada Rebeca, pelo companheirismo e pela compreensão.

vi AGRADECIMENTOS

Aos meus pais, Edmundo e Maria Helena, pelo apoio e incentivo aos meus estudos e ao meu crescimento profissional e acadêmico.

Aos meus avós e irmãos, pelo carinho e apoio em todos os momentos.

À minha namorada Rebeca, pela paciência e pelas conversas, essenciais sempre.

Ao Prof. Osmani Guillén, pelas contribuições no desenvolvimento deste trabalho e pela orientação objetiva.

vii RESUMO

O presente estudo investiga a relação entre os movimentos do preço do petróleo e dos retornos de ações de diversos setores da economia brasileira, compreendendo o período de janeiro de

1990 até setembro de 2011. Os resultados indicam que fortes aumentos do preço do óleo têm efeito positivo sobre os retornos de ações dos setores de Óleo e Gás, Papel e Celulose,

Mineração e Siderurgia. Ações de outros setores também se mostraram positivamente sensíveis aos choques de preço de petróleo, mas a evidência não é tão forte nesses casos. As ações dos setores de Consumo, Material Aeronáutico e Telecomunicações não parecem sofrer qualquer influência do risco do óleo. Os achados fazem sentido com a proposição de que economias de países exportadores de petróleo são positivamente impactadas pelos choques de preço de tal commodity . Pouca evidência de assimetria entre os efeitos de choques positivos e negativos é encontrada. Ademais, a volatilidade do preço do óleo não parece impactar os retornos de ações no Brasil de forma diferenciada durante o período da auto-suficiência na produção de petróleo. Talvez a variável de choques de preço de petróleo seja proxy para choques de preço de commodities , pois o Brasil é tradicionalmente exportador desse tipo de produto. De uma forma geral, os resultados desta pesquisa mostram que a aquisição de ativos que possuam sensibilidade positiva em relação aos movimentos do preço do petróleo não demonstra ser razoável para o mercado acionário brasileiro como forma de proteção.

viii Palavras Chave: Preço de petróleo, Choques de preço de petróleo, Retornos de ações, Setores da economia, Precificação de ativos

ix ABSTRACT

The present study investigates the relationship between oil price and equity returns from several Brazilian industry sectors. This analysis covers the period from January 1990 to

September 2011. Results indicate that oil price shocks have a positive effect on stock market returns from the following sectors: Oil & Gas, Pulp & Paper, and Mining & Steel. Assets from other industry sectors are sensitive to oil price risk either, although the evidence is not so strong in such cases. Shares from Consumption, Aeronautic Equipment, and

Telecommunications sectors do not seem to suffer any influence of oil price shocks. Our findings are consistent with the proposition that oil exporting countries are positively affected by oil price rises. Little evidence of any asymmetry between positive and negative shocks is found. Moreover, oil price volatility does not seem to affect equity returns differently in

Brazil during the period of self-sufficiency in oil production. Maybe the oil price shocks variable is proxy for commodities price shocks as Brazil is traditionally an exporting country of that kind of product. In general, this search shows that acquisition of assets positively sensitive to oil price increases is not a good hedging strategy in Brazilian stock market.

Key Words: Oil price, Oil price shocks, Equity returns, Industry sectors, Asset pricing

x LISTA DE FIGURAS

Figura 1- Evolução da cotação de petróleo Brent...... 14

xi LISTA DE TABELAS

Tabela 1 – Ações e setores ...... 20 Tabela 2 – Estatísticas Descritivas ...... 24 Tabela 3 – Resultados dos Testes de Raiz Unitária...... 245 Tabela 4 – Retorno do Petróleo Modelado por um Processo AR(1)...... 246 Tabela 5 – Retorno do mercado x Volatilidade do Óleo ...... 246 Tabela 6 – Resultados do Modelo de Mercado Aumentado pelo Fator Petróleo...... 247 Tabela 7 – Resultados dos Testes de Assimetria...... 249 Tabela 8 – Resultados do Teste da Auto-Suficiência em Petróleo...... 324 Tabela 9 – Resultados do Teste da Auto-Suficiência em Petróleo com Controle para a Crise Financeira de 2008...... 24 Tabela 10 – Termos ARMA Incluídos no Modelo de Mercado Aumentado pelo Fator Petróleo ...... 244 Tabela 11 – Termos ARCH/GARCH Incluídos na Equação da Variância do Modelo de Mercado Aumentado pelo Fator Petróleo...... 244

xii LISTA DE ABREVIATURAS

ADF Augmented Dickey-Fuller

ARCH Autoregressive Conditional Heteroscedasticity

ARMA Autoregressive – Move Average

BM&F Bolsa de Mercados e Futuros

BOVESPA Bolsa de Valores de São Paulo

CAPM Capítal Asset Pricing Model

DCC Dynamic Conditional Correlation

FMI Fundo Monetário Internacional

GARCH Generalized Autoregressive Conditional Heteroscedasticity

IBOVESPA Índice BOVESPA

IEA International Energy Agency

OPEP Organização dos Países Exportadores de Petróleo

PIB Produto Interno Bruto

VAR Vetor Auto-Regressivo

xiii SUMÁRIO

1 INTRODUÇÃO...... 1

2 REVISÃO DA LITERATURA...... 3

2.1 RELAÇÃO ENTRE PREÇO DE PETRÓLEO E VARIÁVEIS ECONÔMICAS...... 3

2.2 RELAÇÃO ENTRE PREÇO DE PETRÓLEO E PREÇOS DE AÇÕES ...... 7

3 METODOLOGIA ...... 12

4 DESCRIÇÃO DOS DADOS...... 19

5 RESULTADOS ...... 22

5.1 ESTATÍSTICAS DESCRITIVAS ...... 23

5.2 RESULTADOS DO MODELO DE MERCADO AUMENTADO PELO FATOR PETRÓLEO...... 25

5.3 RESULTADOS DOS TESTES DE ASSIMETRIA...... 29

5.4 RESULTADOS DO TESTE DA AUTO-SUFICIÊNCIA EM PETRÓLEO ...... 32

6 CONCLUSÃO ...... 36

REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS...... 38

APÊNDICE A ...... 44

xiv 1 INTRODUÇÃO

Esta pesquisa investiga a relação entre os movimentos do preço do petróleo e do mercado acionário brasileiro através de um Modelo de Mercado aumentado pelo fator petróleo. Tal modelo tem sido utilizado por pesquisadores como Faff e Brailsford (2000) e Nandha e Faff

(2008). Embora a relação entre preço de petróleo e variáveis macroeconômicas tenha sido estudada exaustivamente, a relação entre preço de petróleo e mercados acionários é um tema ainda em estudo na área de pesquisa de finanças.

Como o petróleo é um direcionador da economia nos dias de hoje, um forte aumento do preço deste produto costuma levar à redução da atividade econômica. O canal de transmissão poderia estar no aumento dos custos dos produtores, que, na tentativa de repassar esse efeito adverso para os preços aos consumidores, podem provocar pressões inflacionárias na economia. Hamilton (1983) apresentou evidências de que choques de petróleo são prejudiciais para a produção e o emprego. A ligação do mercado financeiro com o ambiente macroeconômico é natural, pois os movimentos dos índices de ações refletem as expectativas dos agentes econômicos quanto ao futuro da economia. Logo, se o petróleo tem impacto negativo sobre a atividade econômica, deveria ter também sobre os mercados de ações. No entanto, economias exportadoras de óleo podem ser positivamente impactadas pelos choques de preço deste produto devido à renda gerada pela atividade, sendo que a economia brasileira possui produção excedente de óleo atualmente.

1 O presente texto faz parte de uma literatura focada nos efeitos de grandes variações de preço de petróleo sobre diversos setores da economia, sejam estes representados por índices setoriais ou firmas específicas (Al-Mudhaf e Goodwin, 1993; Faff e Brailsford, 1999;

Sadorsky, 2001; El-Sharif et al., 2005; Boyer e Filion, 2007; Arouri e Nguyen, 2010, entre outros). Efeitos diferenciados sobre cada setor dependem, por exemplo, de o petróleo ser insumo ou produto final no processo industrial.

Através do referido Modelo de Mercado aumentado pelo fator petróleo, o objetivo desta pesquisa é estudar o papel do risco do petróleo como um dos determinantes dos retornos de ações de firmas específicas de diversos setores da economia brasileira, utilizando dados mensais de janeiro 1990 até setembro de 2011. A possibilidade de choques de preço de petróleo positivos e negativos terem efeitos assimétricos sobre os ganhos das ações é testada.

Ademais, o Brasil nem sempre foi uma economia exportadora de petróleo, sendo a auto- suficiência na produção desta commodity alcançada em 2006. Dessa forma, é feito um teste para identificar a existência de diferença no efeito da volatilidade do óleo sobre os retornos dos ativos estudados após o advento da auto-suficiência.

O tema deste texto é de relevância para a comunidade de investidores, uma vez que os resultados aqui apresentados fornecem informação interessante para decisões de hedge . Além disso, existem diversos modelos utilizados para fins de precificação de ativos, sendo que ainda não há consenso nessa área de pesquisa.

O restante do texto é organizado da seguinte forma: seção 2 revê a literatura, seção 3 descreve a metodologia, seção 4 descreve os dados utilizados, seção 5 apresenta os resultados do modelo e, por fim, a seção 6 conclui.

2 2 REVISÃO DA LITERATURA

A literatura de Economia e Finanças tem diversos estudos documentados sobre o impacto dos choques de preço de petróleo em variáveis econômicas. De uma forma geral, há evidências de que fortes aumentos no preço do óleo têm efeito adverso sobre a economia. Isso seria possível devido ao fato de as indústrias dependerem do petróleo, seja diretamente, como insumo, ou indiretamente, como inflação produzida por elevações do preço desse produto, por exemplo.

O campo de pesquisa em questão pode ser dividido em duas partes: (i) a relação entre preço de petróleo e variáveis econômicas; e (ii) a relação entre preço de petróleo e variáveis financeiras, como os valores das empresas.

2.1 RELAÇÃO ENTRE PREÇO DE PETRÓLEO E VARIÁVEIS ECONÔMICAS

A literatura sobre a relação entre preço de petróleo e variáveis econômicas, como o PIB real, a taxa de câmbio e a taxa de inflação, é extensa (Hamilton, 1983; Gisser e Goodwin, 1986;

Mork, 1989; Hooker, 1996; Mussa, 2000; Davis e Haltiwanger, 2001; Hamilton e Herrera,

2002; Lee e Ni, 2002 ; Hooker, 2002; Hamilton, 2003; IEA, 2004; Jones et al., 2004, entre outros). Tais estudos são divergentes em seus resultados empíricos. Conseqüentemente, ainda não há consenso quanto a este assunto.

3 Em um estudo que motivou vários outros, testando seus resultados, Hamilton (1983) apresentou evidência de que choques de preço de petróleo contribuíram para o acontecimento de algumas recessões americanas no período pós-Segunda Guerra Mundial.

Jones et al. (2004) reportam que análises empíricas foram dedicadas à questão da principal causa das recessões pós-Choques de Preço de Petróleo dos anos 1970: tais recessões seriam fruto dos próprios choques de petróleo ou da política monetária originada pelos choques? Este texto indica que choques de preço de petróleo aparentam serem os maiores contribuintes para essas recessões. Além disso, através de uma abordagem baseada em funções de resposta ao impulso, geradas a partir da metodologia VAR (Vetor Auto-regressivo), os autores concluem que a magnitude de um choque de preço de petróleo sobre o PIB, medida na forma de elasticidade, é aproximadamente -0,06.

O Fundo Monetário Internacional (FMI) publicou relatório no ano de 2000 sobre o impacto de maiores preços de petróleo na economia global. 1 Um dos resultados apresentados nesse trabalho é a indicação de que um aumento de $5 por barril no preço do petróleo levaria a uma redução da produção global de, aproximadamente, 0,25 ponto percentual ao longo dos quatro primeiros anos. A Agência Internacional de Energia (IEA, 2004) suporta o mesmo ponto de vista, argumentando que o efeito recessivo sobre os países importadores de óleo seria maior que os ganhos obtidos pelos países exportadores desta commodity .

O foco dos estudos sobre a relação entre choques de preço de petróleo e variáveis macroeconômicas tem mudado, se voltando, mais recentemente, para a questão da assimetria dos choques: choques positivos e negativos teriam impacto assimétrico sobre a economia

(Mork, 1989; Ferderer, 1996, Lee et al., 1995, entre outros).

1 Trata-se de relatório preparado pela equipe de pesquisa do FMI e aprovado por Michael Mussa. 4 A relação entre preço de petróleo e preços de ações, cuja literatura será analisa na próxima subseção, é, provavelmente, indireta. Alguns pesquisadores argumentam que o efeito dos choques de preço de óleo sobre os valores das empresas se daria através de indicadores macroeconômicos. Ademais, haveria diferença entre o efeito sobre a economia de países exportadores e importadores do produto em questão.

Quanto ao caso dos países exportadores, há evidências de que fortes aumentos do preço do petróleo têm impacto positivo nessas economias, de acordo com alguns autores (por exemplo,

Jiménez-Rodríguez e Sánchez, 2005; Bjørnland, 2009 2). Esses choques elevam a renda desses países, proporcionando maiores consumo e investimentos.

Resultados opostos são esperados quando se trata de países importadores de óleo. Utilizando uma abordagem baseada na curva de Phillips, LeBlanc e Chinn (2004) e Hooker (2002) verificaram que choques de petróleo podem ser inflacionários nesses países, em alguns casos.

Dessa forma, a política monetária restritiva para acomodar esses choques leva à recessão.

Em geral, países importam óleo para utilizá-lo como insumo em sua produção, sendo que o petróleo é um dos fatores de produção mais importantes da economia. Assim sendo, choques de preço desse produto costumam alterar os termos de troca, aumentando os custos de produção dos países importadores do insumo (Backus e Crucini, 2000). Na literatura de finanças, análises setoriais verificaram que setores dependentes de óleo como um fator de produção são negativamente impactados pelos choques de preço desse produto (Nandha e

Faff, 2008; Arouri e Nguyen, 2010) 3. Se as companhias forem capazes de transferir o aumento dos custos de produção para os preços ao consumidor, haverá queda no consumo das

2 Embora o texto de Bjørnland (2009) trate da relação entre preço de petróleo e preços de ações, o autor argumenta que a relação é indireta e acontece através de indicadores macroeconômicos. 3 Esse resultado é observado a partir do efeito depressivo que o choque de preço de petróleo tem sobre os valores das empresas desses setores. 5 famílias (Hamilton, 1988a, 1988b; Hamilton, 1996; Bernanke, 2006; entre outros). Nesse cenário de menor consumo, poder-se-ia esperar redução da produção e do emprego (por exemplo, Davis e Haltiwanger, 2001; Brown e Yücel, 2002; Lardic e Mignon, 2006).

Alguns estudos destacam a importância da origem dos choques de preço de petróleo (Barsky e

Kilian, 2004; Lescaroux e Mignon, 2008; Kilian e Park, 2009; Hamilton, 2009a, 2009b; Filis et al., 2011, entre outros). Isso significa que grandes elevações desse preço podem vir do lado da oferta ou da demanda. Lescaroux e Mignon (2008) entendem que a relação entre os choques de preço de óleo e a atividade econômica acontece via choque de oferta, ou seja, havendo menos insumos disponíveis, a produção será menor. Entretanto, essa não é a única razão pela qual o preço do petróleo pode estar volátil. Kilian e Park (2009) defendem que choques pelo lado da demanda têm maior importância. Esses choques apresentariam efeito adverso sobre a economia quando eles são fruto de uma demanda preventiva, ou seja, agentes econômicos demandam óleo porque esperam escassez desse insumo no futuro. Por outro lado, quando há fortes aumentos do preço do petróleo em função de uma demanda agregada maior, a correlação entre o preço do petróleo e a atividade econômica é positiva.

Há pesquisadores que não verificaram qualquer relação entre preço de petróleo e variáveis macroeconômicas quando se considera o período pós-1980 (por exemplo, Bernanke et al.,

1997; Hooker, 2002; Blanchard e Galí, 2007; Nordhaus, 2007; Lescaroux e Mignon, 2008).

Bernanke et al. (1997) atribui à política monetária endógena grande parte do efeito dos choques de preço de petróleo. Em outras palavras, a redução da atividade econômica supostamente causada por um forte aumento do preço do petróleo, como argumentam outros autores (por exemplo, Hamilton, 1983), seria resultado do aperto monetário necessário para acomodar o efeito inflacionário do referido choque. A Agência Internacional de Energia publicou relatório em 2006 que sugeriu maior facilidade de as empresas absorverem maiores

6 custos de insumos devido à atividade econômica acelerada da época associada à expansão dos investimentos. Dessa forma, o impacto negativo de um choque de preço de óleo é menor do que no passado. Blanchard e Galí (2007) defendem que os choques de petróleo não demonstram mais o mesmo efeito que tinham sobre a economia nos anos 1970 por algumas razões, como a menor participação do óleo na produção, a maior flexibilidade do mercado de trabalho e a melhora em termos de política monetária.

2.2 RELAÇÃO ENTRE PREÇO DE PETRÓLEO E PREÇOS DE AÇÕES

O mercado de ações tem ligação natural com a economia. O valor de uma empresa reflete os fluxos de caixa futuros esperados medidos a valor presente. Se a geração de caixa de uma empresa está sujeita às condições macroeconômicas, então é razoável pensar que o mercado de ações reflete as expectativas dos agentes econômicos quanto ao futuro da economia. Logo, se choques de preços de petróleo têm relação com variáveis macroeconômicas, deveriam ter, também, com variáveis financeiras, como os preços de ações. Assim sendo, muitos estudos sobre a relação entre preços de petróleo e de ações têm surgido no período mais recente (por exemplo, Jones e Kaul, 1996; Huang et al., 1996; Mussa, 2000; Faff e Brailsford, 1999;

Sadorsky, 1999; Faff e Brailsford, 2000; Ciner, 2001; Pollet, 2002; Bittlingmayer, 2005;

Nandha e Faff, 2008; Bjørnland, 2009).

Considerando que o fator petróleo é um dos insumos mais importantes, pois está presente em diversos setores da economia, choques de preço desse produto costumam pressionar os custos de muitos produtores. Se estes forem capazes de repassar esse custo adicional, mesmo que parcialmente, para os preços, possivelmente, haverá pressão inflacionária e necessidade de aperto monetário. Com o aumento do custo de oportunidade dos investidores, o valor presente dos fluxos de caixa esperados tende a cair. Logo, uma das conclusões de muitos dos estudos

7 sobre a relação entre preços de petróleo e de ações é que fortes elevações do preço do óleo têm impacto negativo nos preços das ações, de uma forma geral (ver, por exemplo, Sadorsky,

1999; Papapetrou, 2001; Driesprong et al., 2008; Park e Ratti, 2008; Chen, 2009; Miller e

Ratti, 2009; Filis, 2010).

Por outro lado, Filis et al. (2011) chama atenção para o fato de que choques de preço de petróleo poderiam afetar os mercados acionários através da incerteza que eles proporcionam ao mercado financeiro. Assim sendo, a origem do choque tem relevância, pois um choque derivado de uma demanda agregada maior deveria ter efeito positivo sobre os preços de ações.

Nessa parte da literatura, há algumas pesquisas que abordam os efeitos assimétricos dos choques de preço de óleo sobre os preços das ações (por exemplo, Guidi et al., 2006; Nandha e Faff, 2008). O texto de Guidi et al. (2006) mostra evidência de que existem efeitos das decisões da OPEP (Organização dos Países Exportadores de Petróleo) sobre os mercados financeiros dos Estados Unidos e do Reino Unido. Os autores concluem que as reações desses mercados às decisões da OPEP são assimétricas devido aos períodos de conflitos: quando o período é conflituoso, os efeitos levam mais tempo para serem incorporados pelos mercados, enquanto, em períodos não conflituosos, a reação é eficiente. Nandha e Faff (2008) testaram a igualdade estatística dos coeficientes de duas variáveis binárias, que representam choques de preços de petróleo positivos e negativos, e não encontraram diferença significativa. Esse resultado indica simetria do efeito da volatilidade do preço do fator petróleo sobre os valores das ações.

Alguns autores pesquisaram se a relação entre preços de petróleo e de ações é diferente entre setores da economia ou companhias (Al-Mudhaf e Goodwin, 1993; Faff e Brailsford, 1999;

Sadorsky, 2001; El-Sharif et al., 2005; Boyer e Filion, 2007; Nandha e Faff, 2008; Arouri e

8 Nguyen, 2010, entre outros). Essa diferença poderia ser em função de o petróleo ser insumo ou produto final para uma indústria ou empresa, por exemplo. Ademais, o comportamento dessa relação dependeria da capacidade de repasse dos aumentos de custos para os preços aos consumidores. De acordo com Sawyer e Nandha (2006), o valor do petróleo tem poder explanatório sobre retornos de ações. Faff e Brailsford (1999) pesquisaram essa relação para diferentes setores da economia australiana e verificaram que setores de Óleo e Gás e Recursos

Naturais Diversos têm sensibilidade significante e positiva aos preços de óleo, enquanto outros setores, como Transporte e Papel, são negativamente sensíveis. Nandha e Faff (2008) encontraram relação negativa entre choques de preço de petróleo e todos os setores da economia global, exceto Petróleo e Gás e Mineração. Considerando apenas companhias do setor de Óleo e Gás do Canadá, Sadorsky (2001) encontrou evidência de que um aumento no preço do petróleo eleva os retornos das ações.

O comportamento da correlação dinâmica entre preços de petróleo e de ações foi investigado por diversos autores recentemente (por exemplo, Ewing e Thompson, 2007; Aloui e Jammazi,

2009; Bhar e Nikolova, 2010; Chang et al. (2010); Choi e Hammoudeh, 2010; Cifarelli e

Paladino, 2010; Filis et al., 2011; Lee e Chiou, 2011). Uma das conclusões de alguns desses estudos é que a correlação entre as duas variáveis em questão não é constante ao longo do tempo. Através de um modelo DCC, Chang et al. (2010) mostra esse resultado. É interessante a abordagem de Filis et al. (2011) sobre esse tema, considerando seis países diferentes, sendo metade exportador de óleo e a outra parte importadora. Além disso, os autores explicam seus resultados com base na origem dos choques de preço de óleo e, também, verificam quais são os resultados quando se considera correlação defasada. Quanto ao comportamento da correlação contemporânea, o autor não identifica diferença significativa entre países exportadores e importadores do fator petróleo. Em relação às origens dos choques, fortes elevações da demanda agregada levam a uma correlação positiva entre preço de petróleo e 9 índices de ações. Por outro lado, choques de demanda preventiva demonstram correlação negativa entre as duas variáveis. Os autores não verificaram correlação significativa quando se trata de choques de oferta. Os resultados da correlação defasada indicaram relação negativa entre as duas variáveis, independente da origem do choque.

O estudo de Gogineni (2007) mostra evidência de que a origem dos choques é importante. O autor conclui que choques de preço de óleo pelo lado da oferta estão negativamente associados aos retornos de ações. Quando o choque é fruto de uma demanda agregada maior, a relação é positiva.

Assim como Filis et al. (2011), outros autores, ao estudar a relação entre preços de petróleo e de ações, se preocuparam com a questão de um país ser exportador ou importador da commodity (por exemplo, Hammoudeh e Aleisa, 2004; O’Neill et al., 2008; Park e Ratti,

2008; Apergis e Miller, 2009; Arouri e Rault, 2010). Park e Ratti (2008) investigaram o efeito dos choques de preço de óleo sobre os mercados acionários dos Estados Unidos e de treze países europeus, sendo um deles, a Noruega, exportador de petróleo, enquanto os outros são importadores 4. Suas conclusões mostraram que o mercado acionário norueguês é positivamente impactado por fortes aumentos do valor do óleo, enquanto os outros países obtiveram resultado oposto. Entretanto, há o texto de Apergis e Miller (2009) que faz parte de um grupo que rejeita qualquer influência do preço do fator petróleo sobre qualquer índice acionário, seja este de um país exportador ou importador de óleo.

4 A subseção 2.1 mostrou os achados de artigos que analisaram a relação entre preços de petróleo e variáveis macroeconômicas, dividindo a análise entre economias exportadoras e importadoras do produto. Vale ressaltar que a relação entre preços de petróleo e preços de ações é, possivelmente, indireta, sendo o canal de transmissão dado por variáveis macroeconômicas. As razões que poderiam levar a conclusões diferentes entre países exportadores e importadores repousam nesses efeitos indiretos. 10 Há pesquisadores que discordam da visão de que preços de petróleo têm influência significativa sobre preços de ações (por exemplo, Chen et al., 1986; Huang et al., 1996; Cong et al., 2008; Apergis e Miller, 2009; Al-Fayoumi, 2009; Jammazi e Aloui, 2010; Al Janabi et al., 2010). Chen et al. (1986) verificou que variáveis macroeconômicas afetam sistematicamente os retornos das ações, mas não encontrou um papel relevante para o risco do petróleo no modelo testado. Utilizando dados diários e considerando correlações contemporâneas e defasadas, Huang et al. (1996) não encontraram correlação entre retornos futuros de óleo e de vários índices de ações no período dos anos 1980. Apesar de Miller e

Ratti (2009) terem encontrado relação entre as duas variáveis em questão, essa relação é limitada, pois não persiste após setembro de 1999. Os autores apontam como razão para esse resultado a presença de bolhas, sejam no mercado de petróleo e/ou de ações. Cong et al.

(2008) investigaram a relação entre a volatilidade do óleo e o mercado acionário chinês utilizando Vetor Auto-regressivo Multivariado. A interação entre as variáveis não se mostrou estatisticamente significante, exceto quando se trata de índices industriais ou ações de companhias petrolíferas.

11 3 METODOLOGIA

O presente estudo se baseia no Modelo de Precificação de Ativos de Capital (CAPM 5 -

Sharpe, 1964; Lintner, 1965). De acordo com Ross et al. (2008, p. 306), o CAPM mostra o retorno esperado de determinado ativo dependendo de três coisas: taxa livre de risco, prêmio de risco de mercado (diferença entre o retorno esperado do mercado e a taxa livre de risco) e uma medida de risco sistemático (geralmente, chamado de beta). Mais especificamente, o modelo, de fato, utilizado nesta pesquisa é o Modelo de Mercado aumentado por um termo de preço de petróleo, similar ao CAPM. As principais diferenças entre os dois modelos estão na ausência de uma taxa de livre de risco e a inclusão de um fator de preço de óleo no referido

Modelo de Mercado. Modelos como este têm sido utilizados por pesquisadores que estudam a relação entre preços de ações (ou índices setoriais) e preço de petróleo (Al-Mudhaf e

Goodwin, 1993; Faff e Brailsford, 1999; Faff e Brailsford, 2000; Nandha e Faff, 2008, entre outros). Como o objetivo da pesquisa está em torno do fator petróleo, um modelo simples sem a taxa livre de risco é interessante. Ademais, cabe questionar a existência de uma taxa livre de risco 6.

De forma similar à metodologia de Nandha e Faff (2008), foram feitos ajustes nas variáveis explanatórias do modelo. Como o mercado acionário é movido por expectativas, variações esperadas de preço de petróleo não deveriam afetar os retornos dos ativos. Por isso, é

5 Da língua inglesa, Capital Asset Pricing Model . 6 Por menor que seja o risco de um ativo, sempre haverá o risco de default (inadimplência). 12 preferível trabalhar com uma medida de volatilidade do preço de óleo, ou seja, variações acima do que se poderia esperar.

Séries temporais de preços de petróleos podem se comportar como um passeio aleatório, assim como alguns ativos do mercado de ações. Como exemplo, pode-se observar a Figura 1, que mostra a evolução histórica da cotação do barril de petróleo Brent. Ao considerar a primeira diferença do logaritmo natural da série de preços, é obtida uma medida de variação mensal do preço do ativo. Após análise do auto-correlograma, a variação do preço do petróleo

é estimada como um processo auto-regressivo de ordem um, conforme se demonstra na fórmula abaixo:

OLEO = + OLEO + ε Rt A B *Rt−1 t , (1)

OLEO onde Rt é o retorno do preço do óleo no período t, definido como o logaritmo natural de

(OLEO t / OLEO t−1 ), onde OLEO t é o nível do preço do óleo no tempo t. O parâmetro A é

ε uma constante. O termo B é um coeficiente. O termo t representa o resíduo da regressão,

OLEO que é a parte não explicada da variável Rt . A série dos resíduos da estimação acima é a medida de volatilidade de preço de petróleo que se utiliza na presente pesquisa.

Outro ajuste feito nesse trabalho está no retorno do mercado: considera-se uma medida de retorno de mercado ortogonal à volatilidade do óleo. Para se obter esta variável, inicialmente, regride-se o retorno do mercado sobre a volatilidade do óleo, conforme a seguinte equação:

MERC = + OLEO + ε Rt C D *Vt t , (2)

13 MERC onde Rt é o retorno do índice de mercado no período t, definido como o logaritmo natural

de ( MERC t / MERC t−1 ), onde MERC t é o nível do índice de mercado no tempo t. O

OLEO parâmetro C é uma constante. O termo D é um coeficiente. A variável explanatória Vt é a

ε medida de volatilidade do óleo obtida a partir da equação (1). O termo t representa o resíduo

MERC da regressão, que é a parte não explicada da variável Rt . Obtém-se a série de resíduos da equação (2) como medida de retorno de mercado ortogonal à volatilidade do óleo.

140

120

100

80

60

40

20

0 90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10

BRENT

Figura 1- Evolução da cotação de petróleo Brent

Tudo isso dito, o Modelo de Mercado aumentado por um termo de preço de petróleo do presente estudo consiste em retornos de diversas ações de diversos setores da economia brasileira explicados por dois fatores: retorno de mercado e volatilidade do óleo. Logo, para uma ação i, o modelo pode ser escrito da seguinte forma:

14 ACAO = α + β MERC −O + γ OLEO + ε R ,ti i i * Rt i *Vt ,ti , (3)

ACAO onde R ,ti é o retorno da ação i no período t, definido como o logaritmo natural de

( ACAO ,ti / ACAO ,ti −1 ), onde ACAO ,ti é a cotação da ação i no período t. Para cada ação i, o

α β γ parâmetro i é uma constante e os termos i e i são coeficientes. A variável explicativa

MERC −O Rt representa o retorno do mercado ortogonal à volatilidade do petróleo, enquanto o

OLEO ε Vt representa a volatilidade do óleo. Para cada ação i, o termo ,ti representa o resíduo da

ACAO regressão, que é a parte não explicada da variável R ,ti .

Em alguns casos, pode haver auto-correlação dos resíduos. Por isso, são incluídos termos auto-regressivos e/ou médias móveis a fim de resolver este problema. 7

Séries de preços de ações costumam ter variância não constante ao longo do tempo, alternando entre momentos de alta e baixa volatilidade. Por isso, tais séries não apresentam distribuição normal, em geral. Uma forma de modelar este fato estilizado é estimar modelos auto-regressivos de heterocedasticidade condicional, ARCH 8 (Engle, 1982), ou a forma generalizada desses modelos, GARCH 9 (Bollerslev, 1986). Como as estatísticas de teste ficam comprometidas na presença de variância não constante, a metodologia ARCH/GARCH foi utilizada na estimação dos modelos desta pesquisa a fim de obter tais estatísticas mais confiáveis. 10

7 Para uma breve explicação sobre modelos ARMA, ver Bueno (2011, pp. 37-87). 8 Da língua inglesa, Autoregressive Conditional Heteroscedasticity . 9 Da língua inglesa, Generalized Autoregressive Conditional Heteroscedasticity . 10 Para uma breve explicação sobre Heterocedasticidade Condicional, ver Bueno (2011, pp. 233-272) 15 Algumas pesquisas empíricas testaram a assimetria dos choques de preço de petróleo sobre variáveis econômicas ou financeiras, tal como o artigo de Nandha e Faff (2008). Seguindo a metodologia deste estudo, a assimetria dos choques de preço de óleo sobre os retornos de diversas ações brasileiras é testada. Duas variáveis binárias 11 são criadas: uma representa choques positivos, enquanto a outra representa os negativos. Dessa forma, a equação (3) sofre pequenas alterações, conforme abaixo:

ACAO = α + β MERC −O + γ POS OLEO + δ NEG OLEO + ε R ,ti i i * Rt i * D *Vt i * D *Vt ,ti , (4)

onde D POS e D NEG são as variáveis binárias que representam choques positivos e negativos,

δ β γ respectivamente. O parâmetro i é um coeficiente, assim como i e i . Os outros termos são

γ δ os mesmos apresentados na equação (3). Os coeficientes i e i deveriam ser iguais, se houver simetria no efeito dos choques positivos e negativos. Portanto, a igualdade estatística desses dois coeficientes é testada. Caso a hipótese nula seja rejeitada, os choques teriam comportamento assimétrico. Caso contrário, há evidência de simetria. Ainda é testada a significância estatística conjunta desses coeficientes. Para isso, testa-se se os dois coeficientes são conjuntamente iguais a zero. Se esta hipótese por rejeitada, os coeficientes são conjuntamente significantes e fica a evidência de que o risco do petróleo tem efeito sobre os ganhos das ações.

Em 2006, a companhia Petrobras (Petróleo Brasileiro S.A) divulgou nota sobre auto- suficiência em petróleo. Isso significa que o Brasil passou a produzir volume maior de óleo do que as refinarias brasileiras são capazes de processar. Portanto, qualquer volume adicional de

11 Variáveis binárias podem assumir dois valores: geralmente, 0 (zero) ou 1 (um). Por exemplo, uma variável binária, que representa choques positivos de preço de petróleo, será igual a um toda vez que houver um choque positivo e é igual a zero quando acontece o contrário. 16 petróleo precisa ser exportado. Logo, cabe a seguinte questão: choques de preço de petróleo têm efeito diferente sobre os retornos das ações depois de 2006? Para testar isso, também são utilizadas variáveis binárias: uma representa o sub-período de 1990 até 2005 e a outra o sub- período de 2006 em diante. Logo, a fim de testar a hipótese em questão, a equação (3) pode ser reescrita da seguinte forma:

ACAO = α + β MERC −O + γ 1990 −2005 OLEO + δ 2006 −2011 OLEO + ε R ,ti i i * Rt i * D *Vt i * D *Vt ,ti , (5)

onde D1990 −2005 e D2006 −2011 são as variáveis binárias que representam os sub-períodos de 1990

δ até 2005 e de 2006 em diante, respectivamente. O parâmetro i é um coeficiente, assim como

β γ γ i e i . Os outros termos são os mesmos apresentados na equação (3). Os coeficientes i e

δ i deveriam ser iguais, se a auto-suficiência em petróleo não tiver impacto sobre a sensibilidade dos retornos das ações quanto ao risco do óleo. Portanto, a igualdade estatística desses dois coeficientes é testada. Caso a hipótese nula seja rejeitada, os choques teriam efeito diferenciado sobre o comportamento dos ganhos das ações. Ainda é testada a significância estatística conjunta desses coeficientes. Para isso, testa-se se os dois coeficientes são conjuntamente iguais a zero. Se esta hipótese por rejeitada, os coeficientes são conjuntamente significantes.

Durante o segundo sub-período, houve a crise financeira de 2008. Logo, a inclusão de uma variável de controle para esse evento é interessante para validar os resultados encontrados no teste da auto-suficiência em petróleo. Portanto, é incluída uma variável binária representativa da crise financeira de 2008, sendo o período da crise apontado como os meses de sucessivas perdas do Índice Bovespa (de junho até dezembro de 2008). Então, os testes concernentes à

17 auto-suficiência são executados novamente. Assim, a equação (5) tem uma pequena mudança, conforme abaixo:

ACAO = α + β MERC −O + γ 1990 −2005 OLEO + δ 2006 −2011 OLEO + φ CRISE + ε R ,ti i i * Rt i * D *Vt i * D *Vt i * D ,ti , (6)

CRISE φ onde D é a variável binária representativa da crise financeira de 2008. O parâmetro i é um coeficiente. Os outros termos da equação (6) têm a mesma interpretação dos parâmetros da equação (5).

18 4 DESCRIÇÃO DOS DADOS

O presente estudo utiliza dados mensais de preço de petróleo, preços de ações e um índice acionário, cobrindo o período de janeiro de 1990 até setembro de 2011 12 . Tais dados possuem duas fontes distintas. Os dados relativos ao mercado acionário foram coletados da base de cotações da consultoria Economatica, enquanto os dados de preço de petróleo são da base de dados da Platts, acessada a partir do Energy Scope.

As ações consideradas nesta pesquisa estão representadas na composição do Índice Bovespa atualmente. Como as cotações de petróleos são, geralmente, medidas em dólares americanos, foram considerados os dados diários de cada ação convertidos pela taxa de câmbio PTAX

(venda). 13 O método de acumulação dos dados para se obter dados mensais é o cálculo da média aritmética das cotações médias diárias. O cálculo dos retornos consiste na primeira diferença dos logaritmos naturais dos preços das ações. As ações são classificadas por setores da economia, de acordo com a classificação da companhia BM&F Bovespa. 14 A Tabela 1 relaciona as ações aqui utilizadas aos seus respectivos setores.

12 Algumas ações têm amostra menor. As diferenças estão apontadas na Tabela 1. 13 A consultoria Economatica fornece os dados convertidos diariamente pela taxa de câmbio PTAX (venda). Esta taxa, por sua vez, pode ser encontrada na base de dados do Banco Central do Brasil (disponível em www.bcb.gov.br ). 14 Disponível em www.bmfbovespa.com.br . 19

Nome Código de Negociação Classificação Setorial AMBEV AMBV4 Consumo não Cíclico / Bebidas / Cervejas e Refrigerantes Souza Cruz CRUZ3 Consumo não Cíclico / Fumo / Cigarros e Fumo Pão de Açúcar 15 PCAR4 Consumo não Cíclico / Comércio e Distribuição / Alimentos Lojas Americanas LAME4 Consumo Cíclico / Comércio / Produtos Diversos Banco do Brasil BBAS3 Financeiro e Outros / Bradesco BBDC4 Intermediários Financeiros / Itausa Investimentos ITSA4 Bancos Itau Unibanco ITUB4 Braskem BRKM5 Materiais Básicos / Químicos / Petroquímicos Gerdau GGBR4 Materiais Básicos / Siderurgia e Metalúrgica Gerdau GOAU4 Metalurgia / Siderurgia Cia. Siderúrgica Nacional 16 CSNA3 Usiminas 17 USIM5 Klabin KLBN4 Materiais Básicos / Madeira e Papel / Papel e Celulose Vale VALE5 Materiais Básicos / Mineração / Minerais Metálicos CEMIG CMIG4 Utilidade Pública / Energia Elétrica Eletrobras ELET6 / Energia Elétrica Light LIGT3 Petrobras PETR4 Petróleo. Gás e Biocombustíveis / Petróleo. Gás e Biocombustíveis / Exploração e/ou Refino Telefônica Brasil VIVT4 Telecomunicações / Telefonia Fixa / Telefonia Fixa EMBRAER 18 EMBR3 Bens Industriais / Material de Transporte / Material Aeronáutico

Tabela 1 – Ações e setores

Além dos preços das ações, foi utilizada uma série de dados diários do Índice Bovespa.

Similarmente aos preços das ações, os dados do índice foram convertidos para dólares americanos e os métodos de acumulação e de cálculo dos retornos são os mesmos.

15 A amostra da companhia Pão de Açúcar começa em novembro de 1995. 16 A amostra da Cia. Siderúrgica Nacional começa em outubro de 1993. 17 A amostra da companhia Usiminas começa em fevereiro de 1992. 18 A amostra da companhia EMBRAER começa em agosto de 1998. 20 O Brent é a referência de preço de petróleo utilizada nesta pesquisa. Esta é uma das medidas de preço de petróleo mais utilizadas pelos analistas do setor de Petróleo e Gás. Os dados são expressos em dólares americanos por barril. Apesar de as médias mensais estarem disponíveis no Energy Scope, os dados são originalmente diários. O método de cálculo de retorno é idêntico ao dos outros dados.

21 5 RESULTADOS

Os choques de preço de petróleo parecem afetar o mercado acionário, uma vez que o óleo é um dos insumos mais importantes para diversas indústrias. Se o mercado de ações reflete as expectativas dos agentes econômicos quanto ao futuro da economia, a volatilidade do óleo deveria contribuir para explicar o desempenho de, pelo menos, algumas ações. Nessa pesquisa, são consideradas ações de diversos setores da economia brasileira modeladas por um Modelo de Mercado aumentado pelo fator petróleo.

Conforme mostrado na seção 2, fortes aumentos do preço do petróleo têm impacto negativo sobre a economia de uma forma geral, pois a pressão sobre os custos dos produtores alimentaria um processo inflacionário, que, por sua vez, levaria a um aperto monetário e à redução da atividade econômica. Sendo os mercados acionários sensíveis a notícias econômicas diferentes do que poderia se esperar, o impacto de um choque de preço de óleo teria efeito imediato sobre os valores negociados nesses mercados. Logo, choques de preço de petróleo afetariam o mercado acionário negativamente. Por outro lado, foi evidenciado, na mesma etapa deste trabalho, que há diferenças entre países exportadores e importadores de petróleo, na visão de alguns pesquisadores. Os países exportadores teriam seus mercados afetados positivamente pelos choques de preço de óleo devido à elevação da renda, do consumo e do investimento. Atualmente, o Brasil é um país exportador desta commodity . Se a proposição é válida, a relação entre preço de petróleo e mercado de ações seria positiva para o

22 país. Entretanto, a relação entre o preço do óleo e os valores de firmas específicas não é necessariamente positiva e significativa em todos os casos. Por isso, a avaliação dessa relação

é feita nesse texto.

Antes de mostrar os principais resultados, é feita uma análise preliminar das estatísticas descritivas dos dados utilizados. Na sequência, são mostrados os resultados da amostra.

Enfim, resultados de testes de assimetria e a questão sobre a auto-suficiência na produção de

óleo também são avaliados.

5.1 ESTATÍSTICAS DESCRITIVAS

Algumas estatísticas descritivas são apresentadas na Tabela 2. Dessa forma, é possível realizar uma análise preliminar das séries dos dados antes de os principais resultados serem evidenciados.

Dentre as séries mostradas na Tabela 2, pode-se observar que a maior média de retorno mensal é obtida pela companhia AMBEV (2,2%) do setor de Bebidas, enquanto a menor é obtida pela empresa Light (0,24%) do setor de Energia Elétrica. A média de retorno mensal do petróleo Brent está entre as mais baixas (0,64%). O índice de mercado Ibovespa tem retorno mensal médio de 1,11%.

Companhia / Média Median Desvio- Mínimo Máximo Assimetri Curtose Correlaçã Correlação - Índice / Óleo a padrão a o - Óleo Mercado AMBEV 0,0220 0,0221 0,1053 -0,3393 0,5274 0,3228 5,8078 0,0518 0,7501 Banco do Brasil 0,0081 0,0125 0,1361 -0,5361 0,3903 -0,5045 4,4637 0,1135 0,8093 Bradesco 0,0176 0,0189 0,1269 -0,4920 0,3762 -0,4627 4,9925 0,0807 0,8212 Braskem 0,0050 -0,0139 0,1726 -0,5299 0,7945 0,3571 5,1188 0,1057 0,7730 CEMIG 0,0134 0,0193 0,1838 -0,6162 1,2349 1,3256 12,3609 -0,0162 0,8109 Cia. Siderurgica 0,0202 0,0284 0,1371 -0,6590 0,5587 -0,4605 5,9267 0,2713 0,7914 Nacional Eletrobras 0,0110 0,0090 0,2055 -0,5727 1,3979 1,3482 11,6147 -0,0478 0,7576 EMBRAER 0,0159 0,0182 0,2486 -2,1245 1,4723 -2,2893 41,3996 0,1416 0,2449 Gerdau 0,0134 0,0215 0,1718 -0,9558 0,6096 -0,8975 8,0395 0,1962 0,7573

23 Itau Unibanco 0,0205 0,0252 0,1266 -0,6641 0,4360 -0,7913 7,5681 0,0726 0,7892 Itausa 0,0161 0,0233 0,1271 -0,5690 0,4096 -0,9319 6,1316 0,0725 0,8506 Investimentos Klabin 0,0056 0,0081 0,1325 -0,4473 0,3577 -0,2228 3,9807 0,0864 0,6907 Light 0,0024 0,0142 0,1879 -0,6270 0,9666 0,4767 6,7469 -0,0197 0,6660 Lojas 0,0183 0,0318 0,1799 -0,9313 0,7223 -0,2652 7,4307 0,0590 0,6511 Americanas Metalurgica 0,0159 0,0225 0,1610 -0,8188 0,5627 -0,7935 7,2219 0,2491 0,7558 Gerdau Pão de Açúcar 0,0109 0,0158 0,1131 -0,4925 0,2997 -0,8208 5,3116 0,0999 0,7611 Petrobras 0,0156 0,0197 0,1509 -0,4345 0,7712 0,0920 5,5457 0,0903 0,8891 Souza Cruz 0,0178 0,0172 0,1067 -0,4693 0,5308 -0,1384 6,8528 -0,0157 0,7085 Telefônica Brasil 0,0191 0,0183 0,1571 -0,5124 0,7069 0,5210 6,7532 -0,0532 0,7531 Usiminas 0,0163 0,0026 0,1561 -0,6425 0,7853 0,2754 6,2684 0,2385 0,7724 Vale 0,0163 0,0133 0,1234 -0,4935 0,6670 0,1764 7,5117 0,1416 0,7947 Brent 0,0064 0,0153 0,0940 -0,3139 0,4658 -0,1140 5,5022 1,0000 0,1051 Ibovespa 0,0111 0,0217 0,1289 -0,4709 0,5140 -0,3235 5,5156 0,1051 1,0000 Tabela 2 – Estatísticas Descritivas

Quanto à medida de dispersão, a AMBEV, além de ter o maior retorno mensal médio, tem o menor desvio-padrão (0,1). A empresa com maior dispersão da série de retornos mensais é a

EMBRAER (0,25). O desvio-padrão do petróleo Brent é o menor (0,09) e o índice de mercado tem esta estatística aproximadamente igual a 0,13.

Além de ter a distribuição de retornos mais dispersa, a EMBRAER tem uma cauda mais longa

à esquerda, conforme indica o coeficiente de assimetria (-2,29). A empresa que tem a cauda mais longa à direita é a Eletrobras (1,35). O Brent e o Ibovespa apresentam coeficientes de assimetria negativos aproximadamente iguais a -0,11 e -0,32, respectivamente.

As estatísticas de curtose indicam que a maior parte das distribuições de retorno se afasta de uma distribuição normal. A EMBRAER, por exemplo, apresenta o valor máximo de 41,4.

Esse valor alto é um indicativo de caudas consideravelmente pesadas. É freqüente a obtenção de valores muito diferentes da média em casos como este. Dentre as ações, a distribuição que mais se aproxima de uma normal é da Klabin, companhia do setor de Papel e Celulose. O óleo e o índice de mercado apresentam, também, caudas mais pesadas que as da distribuição normal, sendo que ambas estatísticas de curtose são aproximadamente iguais a 5,5.

24 Os coeficientes de correlação entre os retornos das ações e do óleo são positivos na maior parte dos casos, embora sejam mais baixos que os valores da correlação com o mercado. É interessante observar que companhias do setor de Mineração e Siderurgia, por exemplo, têm maior correlação com o fator petróleo do que a Petrobras do setor de Óleo e Gás. Vale ressaltar que todos os coeficientes de correlação com o mercado são positivos, inclusive entre mercado e óleo.

5.2 RESULTADOS DO MODELO DE MERCADO AUMENTADO PELO FATOR PETRÓLEO

Antes da estimação do modelo, é preciso verificar se as series de dados são estacionárias. 19 O teste aplicado foi o Dickey-Fuller aumentado (ADF 20 - Dickey e Fuller, 1981). O critério de

Schwarz foi utilizado a fim de selecionar o tamanho da defasagem do teste. Considera-se apenas intercepto na equação do teste. Os resultados estão apresentados na Tabela 3. Ao considerar o nível de significância de 5%, a hipótese nula de raiz unitária é rejeitada em todos os casos. Dessa forma, há evidência de que todas as séries de dados utilizadas nesse estudo são estacionárias.

Companhia / Índice / Óleo Estatística ADF AMBEV -7,9425 Banco do Brasil -12,2929 Bradesco -11,9502 Braskem -11,6032 CEMIG -11,8928 Cia. Siderurgica Nacional -10,4870 Eletrobras -13,1381 EMBRAER -6,6479 Gerdau -12,8723 Itau -11,4808 Itausa Investimentos -11,2221 Klabin -11,5011 Light -14,4198 Lojas Americanas -12,4716

19 Conforme mostrado na seção 4, foi considerada a primeira diferença dos logaritmos naturais de cada série de dados. Logo, em caso de não rejeição da hipótese nula, a série é integrada de ordem dois. 20 Da língua inglesa, Augmented Dickey-Fuller . 25 Metalurgica Gerdau -12,1304 Pão de Açúcar -11,4449 Petrobras -12,5627 Souza Cruz -14,4392 Telefônica Brasil -8,7791 Usiminas -12,1613 Vale -13,3186 Brent -12,4454 Ibovespa -11,5797 Valor crítico (nível de 5%): -2,8726 Tabela 3 – Resultados dos testes de raiz unitária

A Tabela 4 mostra a estimação de um modelo auto-regressivo de ordem 1 para se obter a

OLEO volatilidade do preço do petróleo. O coeficiente da variável Rt−1 é significante.

OLEO Variável dependente: Rt Constante / Variável Valor da Constante / Estatística t Explanatória Coeficiente Constante 0,0051 0,9064 OLEO 0,2493 4,1323 Rt−1

Tabela 4 – Retorno do petróleo modelado por um processo AR(1)

A equação utilizada para se estimar o retorno de mercado ortogonal à volatilidade do óleo é apresentada na Tabela 5. O coeficiente da variável explicativa considerada é significante.

MERC Variável dependente: Rt Constante / Variável Valor da Constante / Estatística t Explanatória Coeficiente Constante 0,0112 1,4034 OLEO 0,1898 2,1648 Vt

Tabela 5 – Retorno do mercado x Volatilidade do Óleo

Os resultados do Modelo de Mercado aumentado pelo fator petróleo estão apresentados na

21 β Tabela 6. O coeficiente beta ( i ) mede a sensibilidade de uma ação aos movimentos do

Mercado, representado pelo Índice Bovespa (Ibovespa). Por isso, pode-se dizer que tal coeficiente é uma medida de risco de mercado. Analisando os betas estimados, é possível verificar que os resultados são consistentes com a teoria, pois todos os betas são significantes.

Os valores variam entre 0,55 e 1,05.

21 Os resultados dos termos ARMA incluídos no modelo e dos termos ARCH/GARCH incluídos na equação da variância estão apresentados no Apêndice A. 26 ACAO = α + β MERC −O + γ OLEO + ε Equação: R ,ti i i * Rt i *Vt ,ti Companhia / Índice / Óleo α β γ i i i AMBEV 0,0210 (5,4475) 0,6403 (19,4507) 0,0652* (1,5996) Banco do Brasil 0,0100* (1,7538) 0,8626 (24,7220) 0,1646 (3,8170) Bradesco 0,0174 (5,1494) 0,8962 (30,2369) 0,0622 (1,9899) Braskem 0,0042* (0,3982) 0,9996 (20,5312) 0,1487 (2,2663) CEMIG 0,0151 (3,0348) 0,9394 (27,3590) 0,0967 (2,7173) Cia. Siderurgica Nacional 0,0173 (2,7364) 0,9853 (23,6516) 0,3437 (6,6020) Eletrobras 0,0068* (1,6800) 1,0437 (24,9326) 0,1292 (2,8656) EMBRAER 0,0060* (0,6831) 0,7639 (11,7044) 0,1193* (1,8181) Gerdau 0,0177 (2,5540) 1,0463 (25,9457) 0,3595 (8,0666) Itau 0,0184 (7,0707) 0,8349 (33,7738) 0,0728 (2,3894) Itausa Investimentos 0,0203 (5,4304) 0,8600 (35,9745) 0,0683 (2,2012) Klabin 0,0090* (1,4243) 0,7565 (20,4548) 0,1822 (3,8985) Light 0,0069* (1,0285) 0,9260 (23,5278) -0,0052* (-0,0931) Lojas Americanas 0,0232 (2,7976) 0,9892 (16,0605) 0,1276* (1,8037) Metalurgica Gerdau 0,0219 (3,2153) 0,9609 (22,8584) 0,3286 (7,1248) Pão de Açúcar 0,0123 (2,4696) 0,8217 (18,6739) 0,0812* (1,4755) Petrobras 0,0132 (3,1748) 1,0391 (36,8227) 0,2918 (8,6541) Souza Cruz 0,0211 (6,1743) 0,5515 (16,5591) 0,0272* (0,6423) Telefônica Brasil 0,0168 (2,4948) 0,8256 (27,8137) -0,0070* (-0,1585) Usiminas 0,0154* (1,9004) 0,9919 (21,7694) 0,3467 (6,3051) Vale 0,0176 (4,4661) 0,7589 (26,6098) 0,3209 (8,6275) Valores entre parênteses representam estatísticas de teste * Coeficientes não significantes Tabela 6 – Resultados do Modelo de Mercado aumentado pelo fator petróleo

γ O coeficiente gama ( i ) representa a sensibilidade quanto aos choques de preço de petróleo.

Todos os coeficientes são positivos, exceto para duas empresas: Light (setor de Energia

Elétrica) e Telefônica Brasil (setor de Telecomunicações). No entanto, ambas as companhias não são significativamente impactadas pelos choques de preço de óleo, conforme demonstram as estatísticas de teste (a hipótese nula de que o coeficiente gama é igual a zero não pode ser rejeitada nesses dois casos). Quanto aos gamas positivos, nem todos são significantes. O fator petróleo não exerce poder explanatório significante sobre as empresas do setor de Consumo

(AMBEV, Lojas Americanas, Pão de Açúcar, e Souza Cruz), principalmente. Além dessas companhias, a EMBRAER do setor de Material Aeronáutico não possui o coeficiente gama significante também.

Todas as empresas que obtiveram gama significante neste modelo são positivamente impactadas pelo fator óleo. Este resultado para os setores de Óleo e Gás (Petrobras) e

27 Mineração (Vale) não é surpreendente, pois outros estudos chegaram à mesma conclusão, como, por exemplo, Nandha e Faff (2008). Por outro lado, empresas de outros setores também apresentam o mesmo resultado para tal coeficiente: setor Financeiro (Banco do Brasil,

Bradesco, Itau e Itau Investimentos), setor Petroquímico (Braskem), setor de Energia Elétrica

(CEMIG e Eletrobras), setor de Siderurgia (Cia. Siderúrgica Nacional, Gerdau, Metalúrgica

Gerdau e Usiminas) e setor de Papel e Celulose (Klabin). Dentre as empresas desses setores, algumas utilizam derivados de petróleo como insumo, seja para geração de energia ou para a produção. De acordo com a teoria, choques de preço de petróleo poderiam impactar negativamente os valores dessas empresas. Mas de acordo com a proposição de que os efeitos do preço do óleo são diferentes para economias exportadoras e importadoras deste produto, esses resultados encontrados não são necessariamente absurdos.

Conforme mostrado na seção 2, alguns estudos concluíram que países exportadores de óleo são positivamente impactados pelos choques de petróleo. A dinâmica macroeconômica se dá através do efeito positivo que o fator petróleo apresenta sobre a renda do país, proporcionando maiores níveis de consumo e investimento. Assim sendo, o mercado acionário deveria refletir essa dinâmica de forma imediata, uma vez que esse mercado é movido por expectativas.

Vale ressaltar que o Brasil nem sempre foi exportador de petróleo. Entretanto, a economia brasileira é conhecida por ser competitiva nos setores de commodities , de uma forma geral. Se preços de commodities costumam estar correlacionados, é razoável concluir que o fator petróleo poderia ser uma variável proxy para choques de preço de commodities . Portanto, fica como sugestão para futuros estudos a substituição da variável de choques de preço de petróleo por uma variável de choques de preços de commodities .

28 5.3 RESULTADOS DOS TESTES DE ASSIMETRIA

Nesta subseção, procura-se avaliar a possibilidade de choques positivos e negativos terem efeitos diferenciados sobre os retornos das diversas ações aqui estudadas. Para tanto, é feita uma avaliação dos resultados dos coeficientes de duas variáveis binárias associadas à

γ volatilidade do óleo: i representa a sensibilidade dos retornos das ações quanto a grandes

δ variações positivas do preço do óleo, enquanto o coeficiente i pode ser entendido como a elasticidade em relação aos choques de preço de petróleo no sentido oposto.

ACAO = α + β MERC −O + γ POS OLEO + δ NEG OLEO + ε Equação: R ,ti i i * Rt i * D *Vt i * D *Vt ,ti Companhia γ δ γ δ γ δ i i H0: i = i H0: i = i =0 AMBEV 0,2415 (3,2827) -0,0718 (-0,9053) 5,7073 (0,0169)** 11,3041 (0,0035) Banco do Brasil 0,1292 (1,2871) 0,1958 (2,2359) 0,1608 (0,6884) 14,4956 (0,0007) Bradesco 0,0462 (0,7081) 0,0747 (1,2462) 0,0694 (0,7922) 3,8600 (0,1451)* Braskem 0,1060 (0,7114) 0,1832 (1,5605) 0,1117 (0,7382) 5,3575 (0,0686)* CEMIG 0,1592 (1,8288) 0,0493 (0,7703) 0,6850 (0,4079) 7,6146 (0,0222) Cia. Siderurgica Nacional 0,1329 (1,0726) 0,5120 (5,5650) 4,1556 (0,0415)** 48,5362 (0,0000) Eletrobras 0,2465 (2,8234) 0,0190 (0,2519) 2,8312 (0,0924) 9,9584 (0,0069) EMBRAER 0,2629 (1,6231) -0,0111 (-0,0941) 1,2345 (0,2665) 3,4829 (0,1753)* Gerdau 0,1775 (1,6491) 0,5081 (6,1679) 3,8788 (0,0489)** 75,0203 (0,0000) Itau Unibanco 0,1462 (2,5988) 0,0185 (0,3479) 1,9346 (0,1643) 9,1426 (0,0103) Itausa Investimentos 0,0547 (0,7075) 0,0786 (1,5235) 0,0459 (0,8304) 5,0721 (0,0792)* Klabin 0,0534 (0,5422) 0,2908 (3,1687) 2,0885 (0,1484) 15,8161 (0,0004) Light 0,1058 (0,7801) -0,0986 (-1,0169) 1,0083 (0,3153) 1,1214 (0,5708)* Lojas Americanas 0,1877 (1,0777) 0,0786 (0,6132) 0,1672 (0,6826) 3,2231 (0,1996)* Metalurgica Gerdau 0,2494 (2,3949) 0,4207 (4,2370) 0,9245 (0,3363) 48,3185 (0,0000) Pão de Açúcar -0,0212 (-0,1975) 0,1363 (1,5630) 0,9061 (0,3411) 2,7440 (0,2536)* Petrobras 0,3036 (5,0871) 0,2887 (4,8259) 0,0228 (0,8799) 78,2133 (0,0000) Souza Cruz 0,1012 (1,1859) -0,0288 (-0,3538) 0,8763 (0,3492) 1,4189 (0,4919)* Telefônica Brasil -0,0055 (-0,0743) -0,0083 (-0,0997) 0,0005 (0,9828) 0,0241 (0,9880)* Usiminas 0,2278 (1,7106) 0,4541 (3,6777) 0,9593 (0,3274) 39,4464 (0,0000) Vale 0,2439 (3,0257) 0,3800 (6,0335) 1,2406 (0,2654) 76,4547 (0,0000) Valores entre parênteses representam estatísticas de teste para os coeficientes. Para os resultados dos testes de assimetria, esses valores representam p-valores. * Resultados que indicam que os coficientes são conjuntamente não significantes. ** Resultados que indicam evidência de assimetria dos choques de preço de petróleo. Tabela 7 – Resultados dos Testes de Assimetria

O teste de significância conjunta dos dois coeficientes em questão é representado pela última coluna da Tabela 7. Se os dois coeficientes forem conjunta e estatisticamente iguais a zero, os choques de preço de óleo, sejam positivos ou negativos, não terão qualquer influência sobre os retornos dos ativos relacionados.

29 Os resultados indicam que a maior parte das companhias que não obtiveram relação estatisticamente significante com os movimentos não antecipados do preço do petróleo na subseção 5.2 apresentou resultados similares no presente teste. As referidas companhias são dos setores de Consumo (Lojas Americanas, Pão de Açúcar e Souza Cruz), de Material

Aeronáutico (EMBRAER), de Energia Elétrica (Light) e de Telecomunicações (Telefônica

Brasil). A exceção é tida pelo resultado da empresa AMBEV (setor de Consumo). Além das companhias citadas, outras três empresas tiveram a hipótese nula de não significância

γ δ estatística conjunta dos coeficientes i e i não rejeitada: Braskem (setor Petroquímico),

Bradesco e Itausa Investimentos (setor Financeiro).

Com os resultados apresentados na última coluna da Tabela 6 e da Tabela 7, a evidência de que o fator petróleo é relevante como variável explanatória para os retornos das ações é mais forte para empresas dos setores de Petróleo e Gás, Papel e Celulose, Mineração e Siderurgia.

Os resultados para os setores Petroquímico e Financeiro apresentam algumas divergências em relação aos resultados da subseção anterior, enfraquecendo a hipótese de os choques de preço de petróleo influenciarem firmas de tais setores. Apesar de a empresa AMBEV ter apresentado resultado a favor da hipótese em questão na Tabela 7, o setor de Consumo, representado também por outras companhias, como Lojas Americanas e Souza Cruz, não parece ser influenciado pelo fator óleo. O setor de Energia Elétrica parece sofrer tal influência, embora a evidência para a companhia Light não exista em nenhuma das abordagens anteriores. Os setores de Material Aeronáutico e de Telecomunicações, representados pela EMBRAER e pela Telefonica Brasil, respectivamente, não apresentam qualquer evidência de influência dos choques de preço de óleo.

30 γ δ O teste de assimetria testa a igualdade estatística dos coeficientes i e i e é apresentado na quarta coluna da Tabela 7. Se os dois coeficientes forem estatisticamente iguais, haverá evidência de simetria dos choques de preço de petróleo sobre os retornos das ações.

Todas as empresas apresentam evidência de simetria dos choques de preço de petróleo, exceto três casos: AMBEV (setor de Consumo), Cia. Siderurgica Nacional e Gerdau (setor de

Siderurgia). O caso da AMBEV é curioso, pois, nesta parte do presente trabalho, a empresa se mostrou positivamente sensível aos choques de preço de petróleo, mas apenas quando o choque é positivo. Quando o choque é negativo, variações não antecipadas do valor do óleo não parecem afetar os retornos de tal empresa. Já nos casos das duas empresas do setor de

Siderurgia, Cia. Siderurgica Nacional e Gerdau, os choques relevantes para os retornos dessas firmas são os negativos. Quando o preço do petróleo se reduz consideravelmente, os retornos dessas duas empresas também caem, em média.

De uma forma geral, o efeito da volatilidade do petróleo sobre os retornos das empresas parece ser simétrico, uma vez que a maior parte dos resultados vai nessa direção. As poucas evidências de assimetria encontradas não vão de encontro aos resultados encontrados por

Nandha e Faff (2008), por exemplo. É razoável esperar que os efeitos dos choques de petróleo sobre o as ações sejam simétricos, já que o mercado acionário é sensível a movimentos não antecipados de variáveis relevantes. Se existem casos nos quais as notícias não são assimiladas pelo mercado de forma imediata, talvez esses resultados sejam evidência de ineficiência de mercado.

31 5.4 RESULTADOS DO TESTE DA AUTO-SUFICIÊNCIA EM PETRÓLEO

A economia brasileira passou a ser exportadora líquida de petróleo no ano de 2006, pois a produção de óleo passou a superar a capacidade de processamento das refinarias do país. Se o

Brasil nem sempre foi exportador da commodity em questão, faz sentido testar a possibilidade de os choques de preço de óleo impactarem os ganhos das ações de forma diferente após o advento da auto-suficiência. De forma similar à análise de assimetria, procura-se verificar diferenças entre os coeficientes de duas variáveis binárias associadas à variável do petróleo:

γ δ i e i representam os períodos de 1990 até 2005 e de 2006 até 2011, respectivamente.

Equação: ACAO = α + β MERC −O + γ 1990 −2005 OLEO + δ 2006 −2011 OLEO + ε R ,ti i i * Rt i * D *Vt i * D *Vt ,ti Companhia γ δ γ δ γ δ i i H0: i = i H0: i = i =0 AMBEV 0,0795 (1,5105) 0,0481 (0,7156) 0,1312 (0,7172) 2,8761 (0,2374)* Banco do Brasil 0,2039 (4,3211) 0,0718 (0,6744) 1,2939 (0,2553) 19,0753 (0,0001) Bradesco 0,1066 (3,0735) -0,0071 (-0,1422) 3,4745 (0,0623) 9,4584 (0,0088) Braskem 0,2241 (3,0044) -0,0358 (-0,2546) 2,6919 (0,1009) 9,1133 (0,0105) CEMIG 0,1490 (2,8523) 0,0068 (0,1118) 2,6772 (0,1018) 8,5225 (0,0141) Cia. Siderurgica Nacional 0,2917 (4,5632) 0,4609 (4,5309) 1,8971 (0,1684) 43,6038 (0,0000) Eletrobras 0,1668 (2,9074) 0,0159 (0,2256) 2,6637 (0,1027) 8,5566 (0,0139) EMBRAER 0,1690 (1,2290) 0,0736 (0,9327) 0,3295 (0,5659) 0,3295 (0,5659)* Gerdau 0,3130 (5,2237) 0,4322 (5,2719) 1,2081 (0,2717) 64,7377 (0,0000) Itau Unibanco 0,1066 (2,7744) 0,0289 (0,6138) 1,7140 (0,1905) 7,9365 (0,0189) Itausa Investimentos 0,0903 (2,0184) 0,0321 (0,6973) 0,7793 (0,3774) 4,7355 (0,0937)* Klabin 0,1201 (2,0761) 0,2833 (3,5194) 2,7060 (0,1000) 16,7219 (0,0002) Light 0,1635 (1,9856) -0,2230 (-1,9605) 6,7654 (0,0093)** 6,9144 (0,0315) Lojas Americanas 0,1602 (1,6600) 0,0959 (0,8028) 0,1593 (0,6898) 3,7179 (0,1558)* Metalurgica Gerdau 0,2813 (4,5774) 0,4421 (5,9206) 3,0265 (0,0819) 51,6385 (0,0000) Pão de Açúcar 0,1582 (2,1455) -0,0401 (-0,5271) 3,2969 (0,0694) 4,7579 (0,0926)* Petrobras 0,2519 (6,6298) 0,3280 (6,0790) 1,3465 (0,2459) 79,9774 (0,0000) Souza Cruz 0,0038 (0,0739) 0,0674 (0,9817) 0,5329 (0,4654) 0,9748 (0,6142)* Telefônica Brasil 0,0327 (0,6366) -0,0898 (-1,0596) 1,5740 (0,2096) 1,5743 (0,4551)* Usiminas 0,2750 (4,1757) 0,4603 (4,0325) 1,8036 (0,1793) 37,8645 (0,0000) Vale 0,2172 (3,9446) 0,4452 (6,0335) 7,6017 (0,0058)** 78,0320 (0,0000) Valores entre parênteses representam estatísticas de teste para os coeficientes. Para os resultados dos testes de assimetria, esses valores representam p-valores. * Resultados que indicam que os coeficientes são conjuntamente não significantes. ** Resultados que indicam evidência de que não existe diferença do efeito da volatilidade do óleo sobre retornos de ações após o advento da auto-suficiência em petróleo. Tabela 8 – Resultados do Teste da Auto-Suficiência em Petróleo

A última coluna da Tabela 8 mostra os resultados do teste de significância conjunta dos dois coeficientes analisados. Caso o teste rejeite a hipótese de os dois coeficientes serem conjunta e estatisticamente iguais a zero, grandes variações do preço do petróleo terão relevância nos

32 dois períodos. Se o contrário acontecer, a variável do petróleo não terá qualquer influência sobre os retornos das ações.

Os resultados deste teste indicam que as seguintes empresas não têm seus retornos influenciados pelo fator petróleo: AMBEV, EMBRAER, Itausa Investimentos, Lojas

Americanas, Pão de Açúcar, Souza Cruz e Telefônica Brasil. Trata-se de companhias dos setores de Consumo, de Material Aeronáutico, Financeiro e de Telecomunicações. A firma

Itausa Investimentos do setor Financeiro apresentou resultado diferente do resultado da subseção 5.2. Outra diferença ficou por conta da companhia Light, que não obteve influência do fator óleo na subseção 5.2. Mais uma vez, pode-se afirmar que a evidência de que a variável do petróleo contribui para explicar os retornos das ações é mais forte para os setores de Petróleo e Gás, Papel e Celulose e Mineração e Siderurgia. Outros setores apresentam fraca evidência ou nenhuma.

A questão da diferença entre o efeito do fator petróleo ser diferente após a divulgação da auto- suficiência em petróleo em 2006 pode ser analisada através dos resultados da quarta coluna da

γ δ Tabela 8. A rejeição da hipótese de igualdade estatística entre os coeficientes i e i apresenta evidência de diferença na influência das variações não antecipadas do valor do óleo sobre os ganhos dos ativos aqui estudados.

Foram encontrados apenas dois resultados a favor da existência de diferença no efeito da variável do óleo entre os dois sub-períodos. Um deles é referente à empresa Light do setor de

Energia Elétrica. No período da auto-suficiência em petróleo, o resultado apresenta evidência de que a firma passou a ser negativamente impactada pelos choques de preço de petróleo, ou seja, uma forte elevação do preço do óleo levaria a um decréscimo de retorno para a ação da

Light. O outro caso se refere ao resultado da companhia Vale do setor de mineração. Esta

33 passou a ter um coeficiente maior para o fator petróleo de 2006 em diante. Isto significa que a empresa passou a ser mais sensível aos choques de preço de petróleo após o advento da auto- suficiência. Todos os outros resultados indicam não haver diferença entre os dois sub- períodos analisados.

Durante o segundo sub-período aqui analisado, houve a crise financeira de 2008 que impactou toda a economia mundial. Portanto, a inclusão de uma variável de controle para o período da crise seria razoável. A variável escolhida é uma binária, que é igual a um durante os meses que o Índice Bovespa obteve sucessivas perdas no ano de 2008 e igual a zero em todos os outros meses. O período em que tal variável se iguala a um compreende os meses de junho até dezembro de 2008. Com esse ajuste no modelo, é possível checar as conclusões obtidas a partir dos resultados da Tabela 8.

ACAO = α + β MERC −O + γ 1990 −2005 OLEO + δ 2006 −2011 OLEO +φ CRISE + ε Equação: R ,ti i i * Rt i * D *Vt i * D *Vt i * D ,ti Companhia γ δ γ δ γ δ φ i i H0: i = i H0: i = i =0 i AMBEV 0,0783 (1,4899) 0,0251 (0,3476) 0,3502 (0,5540) 2,3535 (0,3083)* -0,0161 (-0,8245)*** Banco do Brasil 0,2037 (4,3131) 0,0526 (0,4591) 1,4981 (0,2210) 18,7709 (0,0001) -0,0175 (-0,4198)*** Bradesco 0,1059 (3,0299) -0,0322 (-0,3993) 2,4525 (0,1173) 9,3192 (0,0095) -0,0162 (-0,5171)*** Braskem 0,2245 (3,0163) -0,0647 (-0,4223) 2,8925 (0,0890) 9,2905 (0,0096) -0,0477 (-1,1152)*** CEMIG 0,1516 (2,9013) 0,0705 (0,8598) 0,6293 (0,4276) 9,8912 (0,0071) 0,0600 (2,7303) Cia. Siderurgica Nacional 0,2876 (4,5226) 0,4016 (2,8635) 0,5543 (0,4566) 28,2588 (0,0000) -0,0441 (-0,9170)*** Eletrobras 0,1690 (3,0799) 0,1632 (1,5679) 0,0025 (0,9599) 11,5805 (0,0031) 0,1098 (4,5404) EMBRAER 0,1639 (1,1891) 0,0396 (0,4558) 0,5393 (0,4627) 1,7323 (0,4206)* -0,0338 (-1,3020)*** Gerdau 0,3119 (5,1971) 0,4226 (4,1981) 0,8382 (0,3599) 48,0669 (0,0000) -0,0117 (-0,3679)*** Itau Unibanco 0,1098 (2,9846) 0,0240 (0,4185) 1,7406 (0,1871) 8,9232 (0,0115) -0,0036 (-0,1795)*** Itausa Investimentos 0,0910 (2,0494) 0,0614 (0,9219) 0,1350 (0,7133) 5,1280 (0,0770)* 0,0237 (1,0074)*** Klabin 0,1194 (2,0551) 0,2731 (2,5977) 1,6863 (0,1941) 10,6133 (0,0050) -0,0081 (-0,2527)*** Light 0,1662 (2,0890) -0,1262 (-0,9073) 3,1101 (0,0778) 4,9093 (0,0859)* 0,0532 (1,1610)*** Lojas Americanas 0,1564 (1,6206) 0,0558 (0,4280) 0,3656 (0,5454) 2,8908 (0,2357)* -0,0439 (-0,9095)*** Metalurgica Gerdau 0,2886 (4,7871) 0,4175 (4,7661) 1,5304 (0,2160) 43,7600 (0,0000) -0,0123 (-0,3066)*** Pão de Açúcar 0,1426 (2,0876) -0,0215 (-0,1854) 1,4220 (0,2331) 4,3650 (0,1128)* 0,0519 (1,5149)*** Petrobras 0,2519 (6,6277) 0,3255 (5,1217) 1,0082 (0,3153) 68,6415 (0,0000) -0,0022 (-0,0886)*** Souza Cruz 0,1114 (1,3747) -0,0378 (-0,5560) 1,5918 (0,2071) 1,9356 (0,3799)* -0,0060 (-0,2445)*** Telefônica Brasil 0,0342 (0,6749) -0,0426 (-0,4505) 0,5158 (0,4726) 0,6636 (0,7176)* 0,0642 (2,9414) Usiminas 0,2768 (4,1740) 0,4268 (3,0511) 0,8905 (0,3454) 28,6564 (0,0000) -0,0386 (-1,0057)*** Vale 0,2162 (3,9715) 0,3778 (5,6319) 3,4115 (0,0647) 48,7146 (0,0000) -0,0427 (-2,1162) Valores entre parênteses representam estatísticas de teste para os coeficientes. Para os resultados dos testes de assimetria, esses valores representam p-valores. * Resultados que indicam que os coeficientes são conjuntamente não significantes. ** Resultados que indicam evidência de que não existe diferença do efeito da volatilidade do óleo sobre retornos de ações após o advento da auto-suficiência em petróleo. *** Resultados que indicam não significância estatística do coeficiente da variável binária representativa da crise financeira de 2008. Tabela 9 – Resultados do Teste da Auto-Suficiência em Petróleo com controle para a crise financeira de 2008

34 A última coluna da Tabela 9 apresenta os resultados para os coeficientes da nova variável incluída no modelo. Na maioria dos casos, a variável não é estatisticamente significante, sendo relevante apenas para os casos das empresas CEMIG, Eletrobras, Telefonica Brasil e

Vale. Não obstante a irrelevância estatística da nova variável na maioria dos casos, os novos resultados trazem evidências interessantes.

Os resultados da significância conjunta dos dois coeficientes em questão são apresentados na quinta coluna da Tabela 9. A principal diferença entre esses resultados e os da Tabela 8 está no caso da empresa Light. Com a inclusão da variável binária da crise financeira de 2008, o fator petróleo passou a não ser estatisticamente significante para os retornos de tal firma. Esse resultado faz sentido quando comparado com os resultados encontrados nas subseções 5.2 e

5.3. As conclusões dos outros resultados não mudam em relação aos da Tebela 8.

Quando se testa a existência de diferença do efeito do fator óleo a partir de 2006 com o controle para a crise, não são encontrados resultados a favor desta hipótese. Portanto, as conclusões obtidas a partir dos resultados da Tabela 8 para as empresas Light e Vale não sobrevivem a essa outra abordagem. Dessa forma, há evidência de que não existe diferença estatística entre o efeito dos choques de preço de petróleo sobre os retornos das ações entre os dois sub-períodos analisados. Assim sendo, há mais um indicativo de que a variável dos choques de preço de petróleo pode estar fazendo o papel de proxy para choques de preço de commodities , já que a economia brasileira é tradicionalmente exportadora desse tipo de produto.

35 6 CONCLUSÃO

A presente pesquisa investiga a relação entre os movimentos do preço do petróleo e do mercado acionário brasileiro através de um Modelo de Mercado aumentado pelo fator petróleo. O objetivo é estudar o papel do risco do óleo como um dos determinantes dos retornos de ações de firmas específicas de diversos setores da economia brasileira, utilizando dados mensais de janeiro 1990 até setembro de 2011. Ainda, testa-se a possibilidade de haver assimetria nos efeitos dos choques de preço desta commodity quando estes são positivos ou negativos. A economia brasileira passou a ser exportadora do produto em questão no ano de

2006 e, por isso, cabe questionar se os efeitos dos choques sobre as ações se alteraram com esse evento. Tal hipótese também é testada.

O estudo mostra que empresas de diversos setores da economia brasileira são positivamente impactadas por choques de preço de petróleo. Entretanto, os resultados para companhias dos setores de Óleo e Gás, Papel e Celulose, Mineração e Siderurgia são mais fortes. Empresas de outros setores também demonstram serem impactadas de tal forma, mas a evidência não é tão forte. Alguns setores parecem não ter relação com os movimentos do preço do petróleo

(Consumo, Telecomunicações e Material Aeronáutico). Quanto aos resultados dos testes de assimetria, os choques parecem ter efeito simétrico sobre os retornos das ações, uma vez que a maior parte dos resultados vai nessa direção. Além disso, não parece haver diferença nos efeitos do risco do óleo de 2006 em diante. Talvez isso seja um indicativo de que os choques

36 de preço de óleo estejam fazendo o papel de proxy para choques de preço de commodities , já que a economia brasileira é tradicionalmente exportadora desse tipo de produto. Esse pode ser um tema de pesquisa para estudos futuros.

Os resultados desta pesquisa são relevantes para os investidores que procuram diversificação de carteira. Embora a aquisição de ativos que possuam sensibilidade positiva em relação aos movimentos do preço do petróleo seja interessante como forma de proteção para o mercado acionário mundial, como sugere Nandha e Faff (2008), por exemplo, essa estratégia não parece ser razoável para o mercado brasileiro especificamente.

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43 APÊNDICE A

As tabelas abaixo foram incluídas para complementação dos resultados do Modelo de

Mercado aumentado pelo fator petróleo apresentado na sub-seção 5.2. Aqui, são mostradas as

informações sobre termos auto-regressivos, médias móveis e ARCH/GARCH incluídos no

modelo.

Termos ARMA incluídos no Modelo de Mercado aumentado pelo fator petróleo Companhia / Índice / Óleo AR(1) AR(2) AR(3) AR(4) MA(1) AMBEV 0,1801 (2,9514) -0,1762 (-2,8181) - - - Banco do Brasil 0,1987 (5,0731) -0,1506 (-2,5267) 0,2031 (3,4983) - - Bradesco - - - - - Braskem 0,2798 (4,7166) 0,1760 (2,8237) - - - CEMIG 0,1813 (2,3739) - - - - Cia. Siderurgica Nacional 0,1441 (2,3517) - - - - Eletrobras 0,2358 (3,2746) -0,1793 (-2,8078) -0,1809 (-2,8108) - - EMBRAER -0,2647 (-4,4401) - - - 0,5897 (6,4195) Gerdau 0,2647 (4,1759) - - - - Itau - -0,1413 (-2,5070) - - - Itausa Investimentos 0,1441 (2,1850) - - - - Klabin 0,2521 (3,8715) - - - - Light - - - 0,1392 (2,0834) - Lojas Americanas 0,1965 (2,8992) - - - - Metalurgica Gerdau 0,2718 (3,5391) - - - - Pão de Açúcar - - - - - Petrobras -0,4973 (-4,1488) - - - 0,7486 (7,9852) Souza Cruz - -0,1219 (-2,0452) - - - Telefônica Brasil 0,2232 (2,9095) - - 0,1698 (3,0467) - Usiminas 0,2524 (3,5617) - - - - Vale - - - - - Valores entre parênteses representam estatísticas de teste * Coeficientes não significantes Tabela 10 – Termos ARMA incluídos no Modelo de Mercado aumentado pelo fator petróleo

Termos ARCH/GARCH incluídos na Equação da Variância do Modelo de Mercado aumentado pelo fator petróleo Companhia / Constante RESID(-1)^2 RESID(-2)^2 RESID(-3)^2 RESID(-4)^2 RESID(-5)^2 GARCH(-1) Índice / Óleo AMBEV 0,0001* 0,0819 - - - - 0,8695 (1,7284) (2,1429) (16,5181) Banco do Brasil 0,0027 -0,0292* (- 0,0952* 0,0463* 0,0362* 0,4057 - (4,0894) 0,9074) (1,5841) (0,9017) (0,6272) (3,7868) Bradesco 0,0002* 0,1450 - - - - 0,8094

44 (1,4289) (2,9723) (12,1573) Braskem 0,0009* 0,1132 - - - - 0,8049 (1,1811) (1,9774) (7,4204) CEMIG 0,0002 0,1747 - - - - 0,7975 (2,1527) (3,9420) (18,2469) Cia. Siderurgica 0,0048 -0,0207* (- 0,2295 - - - - Nacional (8,1970) 0,4402) (2,6962) Eletrobras 0,0003* 0,1249 - - - - 0,8069 (1,8915) (2,4043) (11,5383) EMBRAER 0,0004 - - - - - 0,9268 (3,3963) (62,0291) Gerdau 0,0002 0,0537* - - - - 0,9022 (2,3072) (1,6540) (28,8792) Itau 3,45E-05 -0,0263 (- - - - - 1,0002 (10,7071) 12,2472) (636,9114) Itausa 0,0001* 0,1740 - - - - 0,7894 Investimentos (1,5581) (2,3191) (10,7363) Klabin 0,0006 0,1935 - - - - 0,7284 (2,1064) (2,7226) (8,4690) Light 0,0006 0,1728 - - - - 0,7794 (2,1163) (3,2016) (14,4655) Lojas Americanas 0,0003* 0,1184 - - - - 0,8507 (1,5914) (3,2088) (20,6913) Metalurgica 8,28E-05 0,1818 -0,1845 (- - - - 0,9792 Gerdau (3,7001) (9,5450) 112,2924) (58,1791) Pão de Açúcar -6,31E-06* (- -0,0210* (- - - - - 1,0188 0,1407) 1,4069) (97,6499) Petrobras 2,07E-05 -0,0253* (- - - - - 1,0120 (2,1614) 1,9186) (67,0364) Souza Cruz 4,98E-05 -0,0234* (- - - - - 1,0051 (6,0842) 1,7665) (60,8551) Telefônica Brasil 0,0006 0,3566 - - - - 0,6049 (2,5957) (4,6908) (7,9252) Usiminas 0,0044 0,2328 -0,0376* (- 0,0050* 0,0651* 0,1851* - (4,6687) (2,6334) 0,5686) (0,0736) (0,8281) (1,7221) Vale -1,67E-06* (------0,9925 0,1137) (363,2720) Valores entre parênteses representam estatísticas de teste * Coeficientes não significantes Tabela 11 – Termos ARCH/GARCH incluídos na Equação da Variância do Modelo de Mercado aumentado pelo fator petróleo

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