CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS · 6 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS EDITORIAL O presente número dos Cadernos da Comissão é dedicado à divulgação dos

1 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS

NÚMERO 28 * DEZEMBRO DE 2007

ARTIGOS * O IMPACTO DAS RECOMENDAÇÕES DE INVESTIMENTO

NAS MAIORES EMPRESAS COTADAS NA EURONEX LISBON

DOSSIER PRÉMIO CMVM 2006

CADERNOS

DO MERCADO

DE VALORES

MOBILIÁRIOS



CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS

N.º 28

DEZEMBRO DE 2007


EDITORIAL 06 ARTIGOS: O IMPACTO DAS RECOMENDAÇÕES DE INVESTIMENTO NAS MAIORES EMPRESAS COTADAS NA EURONEXT LISBON 08 Paulo Alves DOSSIER: PRÉMIO CMVM 2006 AN AGENCY THEORY APPROACH TO THE DETERMINANTS OF DIVIDEND POLICY: EVIDENCE FROM THE PORTUGUESE STOCK MARKET 36 José Filipe Abreu INVESTIR EM VALOR: O SUCESSO DAS ESTRATÉGIAS QUE UTILIZAM O EFEITO BOOK-TO-MARKET 51 David Almas e João Duque ”INSIDE TRADING” NA EURONEXT LISBON 62 Pedro Carvalho e João Duque A AVALIAÇÃO DO DESEMPENHO CONDICIONAL DE FUNDOS DE INVESTIMENTO E O PROBLEMA DAS REGRESSÕES ESPÚRIAS: UM ESTUDO EMPÍRICO PARA O MERCADO PORTUGUÊS 82 Paulo Leite e Maria Céu Cortez

O COMPORTAMENTO DAS EMPRESAS COTADAS PORTUGUESAS NA ESCOLHA DAS FONTES DE FINANCIAMENTO 105 Marcia Rogão THE DETERMINANTS OF THE DECREASE IN VALUE RELEVANCE OF ACCOUNTING NUMBERS IN PORTUGAL 131 Pedro Trabucho ANOTAÇÃO A ACÓRDÃO 170

Célia Reis e Filipe Santos

ÍNDICE


EDITORIAL


EDITORIAL O presente número dos Cadernos da Comissão é dedicado à divulgação dos trabalhos de inves-tigação no âmbito dos mercados de valores mobiliários portugueses apresentados a concur-so para o “Prémio CMVM” no ano de 2006. O objectivo deste Prémio é fomentar o desen-volvimento de trabalhos académicos ou de investigação inovadores realizados no âmbito do Mercado de Capitais Português, e a sua fina-lidade foi uma vez mais plenamente atingida com a variedade e qualidade dos trabalhos sujeitos a escrutínio. O conjunto que se dá ago-ra à estampa pretende dar mostra da vitalidade do desenvolvimento de investigação com a feliz coincidência de os temas ora divulgados versa-rem sobre o valor da informação disponível ou a disponibilizar aos mercados para investimento em entidades cotadas atenta a avaliação (ou previsão) do seu comportamento. No âmbito da já hoje designada stakeholder society os presentes estudos têm em comum a análise da relação entre o valor económico da informação financeira de uma entidade cotada e o comportamento dos agentes do mercado perante tal avaliação.

Estes comportamentos reflectem a relevância e impacto da informação perante uma determina-ção presumida do valor e rendibilidade – seja através de recomendações, de análises, de research ou do comportamento de insiders . No entanto, a eficiência do mercado não deixa igualmente de assentar em metodologias de análise de dados conhecidos, seja através de análises contabilísticas ou de outros sinais de desempenho financeiro específico (vg o nível de financiamento das empresas no próprio mer-cado, ofertas públicas de venda, compra de acções próprias, dividendos distribuídos ou reti-dos). A finalizar o presente número, duas propostas de análise de uma sentença judicial proferida em sede de recurso de uma decisão condenató-ria da CMVM , também relativas à prestação de informação ao mercado, à constituição do dever de informar e à qualidade da informação a divulgar. Ao confirmar a decisão condenatória da CMVM obteve o mercado uma decisão judi-cial que não só se debruçou sobre o momento e a relevância da disseminação de informação price sensitive para o mercado e sobre as exter-nalidades negativas da informação ilícita, como criou jurisprudência densificatória de conceitos cuja determinação é essencial ao comportamen-to dos agentes de mercado.


ARTIGOS

* O IMPACTO DAS RECOMENDAÇÕES DE INVESTIMENTO NAS MAIORES EMPRESAS COTADAS

NA EURONEXT LISBON


1. OBJECTO

No presente trabalho analisa-se o impacto das recomendações de investimento na negociação das principais acções admitidas à negociação no Mercado de Cotações Oficiais da Euronext Lis-bon. Fundamentalmente o seu esboço diz res-peito a dois ensaios onde se analisa o impacto das recomendações de investimento, repartidas por intermediários financeiros nacionais e inter-nacionais, na rendibilidade e na quantidade transaccionada pelas acções que compõem a amostra. Com maior precisão procura analisar-se se as recomendações provenientes de inter-mediários financeiros nacionais e internacionais produzem percepção diferente por parte de um investidor. O principal objectivo deste trabalho é pois analisar o comportamento em bolsa das acções mais representativas da Euronext Lisbon, em termos de preços e de liquidez, após a divulgação ao mercado de recomendações de investimento. No primeiro ensaio, a análise res-peita a recomendações de compra, de manter e de venda. No segundo ensaio, as recomenda-ções são avaliadas tendo em consideração a alteração na indicação da recomendação por parte de cada intermediário financeiro, daí serem divididas por upgrade, manter e downgrade. Assim, se o intermediário financei-ro tinha inicialmente recomendado vender uma acção, para posteriormente passar a recomendar

a sua manutenção em carteira, então está-se perante uma situação de upgrade, o inverso será naturalmente considerado downgrade. Este trabalho tem a seguinte estrutura: na sec-ção 2 apresenta-se a literatura sobre recomenda-ções de investimento, nomeadamente o seu impacto na negociação de uma acção; na secção 3 descreve-se amostra e a metodologia, esta última de um modo geral comum aos dois ensaios; na secção 4, apresenta-se os resultados de cada um dos ensaios; finalmente, a secção 5 é dirigida às conclusões. 2. INTRODUÇÃO A história da actividade de avaliação de acções é recente, podendo afirmar-se que o seu início data de 1934, com a publicação do livro “Security Analysis”, por Benjamin Graham e David Dodd, os quais de forma sistemática for-neceram aos investidores um conjunto de técni-cas de valorização desses valores mobiliários (vd. Kooke (1998)). Até então, os mercados, ou mais propriamente a Wall Street, funciona-vam segundo uma mecânica especulativa, muito centrada nos rumores e pouco orientada para a arbitragem. Prova disso reside no trabalho de Cowles (1933) - um investidor

O IMPACTO DAS RECOMENDAÇÕES DE INVESTIMENTO NAS MAIORES EMPRESAS COTADAS NA EURONEXT LISBON

PAULO ALVES*

* Coordenador-Executivo da Delegação da CMVM no Porto. Doutorado em Gestão, com especialização em Finanças pelo ISCTE. As opiniões expressas neste artigo são as do autor, e não necessariamente as da CMVM.


norte-americano, com forte vocação para a eco-nometria financeira -, publicado na revista Econometrica, em que contesta as previsões realizadas pelos analistas financeiros, concluin-do que só por mero acaso as mesmas se revela-vam acertadas pois o resultado prático desse aconselhamento seria um desempenho inferior ao dos índices do mercado. Ainda assim, importa referir que a avaliação de acções, ainda hoje, está longe de ser uma actividade científica exacta, na medida em que é feita por e para homens, e em que os pressupostos utilizados pelos analistas e a sensibilidade dos investido-res provoca amiudadamente contestação nos mais diversos intervenientes do mercado. Dois analistas podem usar a mesma técnica e com elevada probabilidade a avaliação que produziram ser diferente, podendo mesmo ser muito diferente, bastando para tal que ambos tenham pressupostos distintos, seja ao nível da geração dos fluxos de caixa, do risco sistemáti-co, do prémio de risco, ou de uma qualquer outra variável. Qualquer das formas é pouco provável que dois analistas usem os mesmos pressupostos, designadamente o mesmo prémio de risco (vd., por exemplo, Alpalhão e Alves (2005)). Os investidores também não são completamen-te racionais, mesmo estando atentos às reco-mendações periódicas de investimento. O medo nas quedas de cotação, assim como a cobiça quando os mercados estão em alta, impedem a tomada de decisões de investimen-to de uma forma racional. A aversão a perdas para um investidor é mais valiosa do que even-tuais ganhos (vd. Kahneman e Tversky (1979)). A investigação em finanças sobre as recomen-dações de investimento dos intermediários financeiros é vasta, podendo ser dividida em

três subsecções: (a) a que respeita ao impacto das recomendações na negociação do valor mobiliário; (b) a que analisa diferentes tipos de características e comportamentos de quem a recomenda, por exemplo, as qualificações do analista, se existem conflitos de interesse entre a acção recomendada e as relações societárias entre o intermediário financeiro e o emitente, entre outros aspectos; (c) finalmente, a terceira subsecção, respeita às características das acções recomendadas, isto é, por exemplo se as acções recomendadas são growth (acção de uma empresa com elevadas taxas de cresci-mento dos seus resultados e das suas receitas, e cujas cotações têm vindo a aumentar) ou value (acção que é transaccionada a preços reduzi-dos, relativamente ao rendimento gerado). Não raras vezes, um trabalho foca, pelos menos duas, das três secções (vd., por exemplo, Jegadeesh e Kim (2003) ou Jegadeesh et al (2002)). Desde a década de 70, nomeadamente com os trabalhos de Jensen e Meckling (1976) e de Vishny e Shleifer (1986), que os analistas que produzem recomendações de investimento são vistos como agentes que monitorizam regular-mente relações existentes entre a gestão e os accionistas, e entre os accionistas maioritários e minoritários, quando a gestão e o accionista maioritário é a mesma entidade. Mas o benefí-cio da cobertura de um título não se resume a questões de monitorização. Estudos recentes, designadamente o de Irvine (2003), demons-tram que o mercado responde positivamente ao início da cobertura de uma acção por parte de um intermediário financeiro, quer em termos de aumento de cotações (1.02% superior face a intermediários que já vêm fazendo análises sobre o mesmo título), bem como sob o ponto de vista de liquidez, a qual será tanto maior quanto mais favorável é a recomendação. Daí que o autor dirija uma recomendação às

O IMPACTO DAS RECOMENDAÇÕES DE INVESTIMENTO NAS MAIORES EMPRESAS COTADAS NA EURONEXT LISBON: 09


às empresas no sentido destas encorajarem os intermediários financeiros a produzir research. No entanto, por vezes a actividade do analista é prejudicial ao mercado, pois, por um lado, é do interesse do executivo que o valor das acções aumente, dado que uma parte da sua remunera-ção tem em conta um “pacote” de stock options, e por outro lado, os analistas querem ser bem vistos e para isso tentam impressionar o mercado com as suas previsões e recomenda-ções. Ou seja, pode existir um alinhamento de interesses entre gestores e analistas, contrarian-do o espírito de uma boa monitorização. Tal foi observado, por exemplo, na Enron (vd. Fuller e Jensen (2002)). O trabalho desenvolvido pelos analistas tem sido, até pelas já breves referências, objecto de atenção de diversos reguladores de diferentes mercados de capitais, os quais vêm tentando estabelecer um enquadramento regulamentar bem definido para a matéria, designadamente no que respeita à data da sua produção e divul-gação ao mercado, por forma a evitar uma situação de desigualdade perante os diferentes investidores - são disso exemplo, os Estados Unidos e a Itália. A política de regulação é também resultado de não raras vezes estarem associadas a recomendações favoráveis, um aumento significativo nas comissões por opera-ções em bolsa (vd. por exemplo, Irvine (2004)). Mas outro tipo de situações anómalas podem estar em causa. Num trabalho recente, Berglund et al (2007) encontraram para o mer-cado finlandês, no período entre 1995 e 2004, indícios que os analistas alteravam as recomen-dações sobre uma acção, não por questões rela-cionadas com alterações no seu valor, mas antes como forma de facilitar a negociação de importantes clientes. De acordo com os seus resultados, alterações significativas na recomendação de um título produzem resulta-dos negligenciáveis do ponto de vista

de desempenho, mas não no volume transac-cionado. Daí a preocupação dos reguladores em estabe-lecerem um enquadramento legal que evite conflitos de interesse entre analistas financei-ros e os departamentos de corporate finance de bancos de investimento, particularmente quan-do aqueles prestaram serviços relevantes em ofertas públicas de subscrição ou ofertas públi-cas de venda iniciais de uma determinada enti-dade emitente, por vezes tendo adquirido para a sua carteira uma parte dessa operação, de modo a garantir o seu sucesso. Nesse caso, os intermediários financeiros teriam um incentivo a induzir os investidores a adquirir essa acção, produzindo relatórios de análise tendencial-mente favoráveis. A análise de conflitos de interesse e impacto de recomendações tem apresentado resultados diversos. Por exemplo, os resultados de Dugar e Nathan (1995) e Lin e McNichols (1998) não indicam que recomen-dações emanadas de intermediários financeiros relacionados com a entidade emitente produ-zam resultados (rendibilidade) significativa-mente diferentes dos encontrados para reco-mendações provenientes de intermediários financeiros cuja relação com a entidade emi-tente é inexistente. Michaely e Womack (1999) e Cervellati e Bina (2005), por seu lado, encon-tram resultados distintos, em que as recomen-dações de intermediários financeiros relaciona-das com a entidade emitente apresentam um desempenho inferior. Ainda relativamente aos dois últimos estudos os autores confrontam duas hipóteses para explicar um desempenho diferente entre as recomendações provenientes de intermediários financeiros relacionados e de não relacionados com a entidade emitente: a da superioridade em termos de informação do intermediário financeiro relacionado com a entidade emitente e a da existência de conflitos de interesse entre o intermediário financeiro e a


entidade emitente. Uma vez que segundo os referidos estudos, as recomendações que ema-nam de intermediários financeiros relacionados com a entidade emitente produzem resultados mais contrastantes com o verificado (em ter-mos de rendibilidade), a hipótese de conflitos de interesse parece ter mais aderência à reali-dade. De um modo geral os resultados empíricos demonstram que os preços das acções são mui-to sensíveis aos relatórios produzidos pelos analistas. Essa evidência, como veremos à frente, é notória no dia que antecede o evento, estendendo-se até ao dia seguinte à sua publi-cação. Ou seja, os mercados, por um lado, revelam não ser eficientes na forma semi-forte, porque não incorporam informação pública e, por outro lado, existem indícios que alguém pode estar a usar informação privada (no dia anterior) em seu benefício (vd. Fama (1991)). Daí que as autoridades estejam atentas aos pro-cedimentos relacionados com a transmissão da informação ao mercado. Tal como nas mais diversas áreas de investiga-ção aplicada em finanças, uma significativa percentagem dos ensaios sobre o impacto das recomendações de investimento na negociação de acções dizem respeito ao mercado norte-americano. No entanto, presentemente já exis-tem estudos sobre a referida matéria para outros mercados de capitais. É o caso do traba-lho realizado por Jegadeesh e Kim (2003), os quais incluíram na sua amostra recomendações de investimento para os países pertencentes ao grupo dos países mais industrializados do glo-bo (G7), isto é: Alemanha, Canadá, Estados Unidos, França, Grã-Bretanha, Itália e Japão. Tal como na grande maioria dos estudos sobre recomendações, incluindo os citados neste tra-balho, o número de recomendações de compra é significativamente mais elevado do que as de

venda. Essa evidência é particularmente obser-vada no mercado norte-americano. Os analistas têm uma certa relutância em fazer recomenda-ções de venda. A literatura financeira encontra nos expectáveis conflitos de interesses entre analistas e as companhias que seguem uma explicação para o sucedido. Geralmente às recomendações de compra das casas de corre-tagem está associada a ganhos de quota de mercado, e consequente aumento das comis-sões cobradas por operações em bolsa, bem como das comissões relacionadas com o acon-selhamento. Os autores, seguindo o trabalho de Womack (1996) - o qual analisou para o mer-cado norte-americano a rendibilidade gerada pelas acções que foram objecto de alterações nas recomendações de investimento, por exem-plo, de buy para strong buy, ou de sell para strong sell, daí resultando duas divisões: upgrades ou downgrades -, encontram igual-mente similitude a nível internacional na rendi-bilidade das sucessivas recomendações de investimento. Com efeito, os resultados indi-cam que a rendibilidade das acções que são objecto de upgrade obtêm nos 6 meses que antecede a revisão de recomendação uma ren-dibilidade superior à verificada para as acções que são objecto de revisão em baixa. Este resultado vai ao encontro das estratégias de momentum – situação em que uma acção (ou carteira de investimentos) ganhadora, que tem vindo a obter rendibilidades anormais acumu-ladas superiores a uma acção (ou carteira de investimentos) perdedora, se mantém futura-mente (vd., por exemplo, Jegadeesh e Titman (1993) ou Rouwehhorst (1998)) -, isto é, os analistas tendem a recomendar acções que tive-ram um bom comportamento num passado recente. Os resultados das recomendações dos analistas são muito satisfatórios, particular-mente nos Estados Unidos e no Japão, pois quer no dia quer nos dias seguintes ao evento, quer os upgrades, quer os downgrades,



revelam-se acertados pois a rendibilidade reve-la-se positiva, com significado estatístico, no primeiro caso, e o seu contrário, no segundo. Desse modo, os autores consideram que os analistas de acções norte-americanas e japone-sas devem ser muito valorizados. Numa análise de curto prazo, como já anterior-mente foi dito, Jegadeesh e Kim (2003) de um modo geral encontraram rendimentos anormais acumulados no dia do evento e no dia seguinte, excepção feita ao caso italiano. No entanto, num trabalho circunscrito a esse país, Belcredi et al (2003) encontraram rendibilidade anormal acumulada de 2.52%, para os casos de upgra-des, e de -2.63%, para os downgrades, no período compreendido entre o dia que precede e sucede o evento. Saliente-se que em qualquer um desses três dias a rendibilidade anormal obtida revelou significado estatístico. Estes resultados estão em linha com os encontrados por Muradoglu e Yazici (2002), os quais encontraram, para o mercado turco, um rendi-mento anormal positivo no período que prece-de e sucede a recomendação de compra veicu-lada por um órgão de informação, principal-mente no período que antecede o evento. Para aqueles autores, um pequeno investidor que acompanha as recomendações de compra não obtém rendimentos anormais significativos, pelo contrário investidores “preferenciais” con-seguem obter resultados muito significativos a esse nível. Para períodos mais alargados, isto é, nos períodos [-15; -2] e de [2; 15], os autores italianos, nem sempre encontraram aumentos significativos na rendibilidade anormal acumu-lada. Lidén (2004) realizou um trabalho, tendo como amostra acções do mercado sueco, tendo os seus resultados indicado que as recomenda-ções de investimento produzem rendibilidades anormais no dia da publicação, no caso de recomendações de compra, bem como nos dias que antecedem e precedem a sua divulgação,

havendo uma reversão nas mesmas 20 dias após esse evento – a rendibilidade anormal acumulada das recomendações de compra pas-sa de 1.13% no dia do evento, para 0.55% 20 dias após o mesmo. Este resultado indica que os preços das acções são muito sensíveis às recomendações de compra, particularmente nos primeiros dias dando suporte à hipótese de pressão nos preços. Pelo contrário, das reco-mendações de venda resultam rendibilidades anormais negativas, as quais se mantêm nos 20 dias seguintes, dando suporte à hipótese que as mesmas possuem um conteúdo informativo – a rendibilidade anormal acumulada passa de -2.76%, no dia da divulgação da recomendação, para -5.04% ao vigésimo dia após a sua difu-são. Estes resultados encontram igualmente paralelismo no trabalho realizado por Aitken et al (2000), para o mercado australiano. Sch-lumpf et al (2006) analisam o impacto das recomendações a dois tempos para o mercado suíço, primeiro quando os intermediários divulgam as recomendações e depois quando estas são publicadas num jornal financeiro local de referência (Finanz und Wirtsschaft). Os resultados indicam para recomendações de compra que existem rendimentos anormais, quer no dia da divulgação da informação pelo intermediário financeiro, bem como no dia da sua publicação. O contrário acontece para reco-mendações de venda e de manter. Em qualquer dos casos é no dia da divulgação da recomen-dação pelo intermediário financeiro que os ren-dimentos anormais são mais significativos. No que respeita ao volume transaccionado os resultados de Lidén (2004) indicam que é anor-malmente elevado no dia da publicação, quer para recomendações de compra, quer de venda, sendo que no caso das de compra esse volume anormalmente elevado persiste nos dois dias seguintes ao evento. Os resultados de Belcredi et al (2003) são um pouco distintos dos do


autor anterior, já que volume anormalmente elevado é observado num período que se esten-de por vários dias, incluindo vários que prece-dem o evento, independentemente de se estar a aludir a upgrades ou downgrades. O principal objectivo deste trabalho é analisar o comportamento em bolsa das acções mais representativas da Euronext Lisbon em termos de preços e de liquidez, após a divulgação ao mercado de recomendações de investimento. Com maior precisão procura analisar-se se as recomendações provenientes de intermediários financeiros nacionais e internacionais produ-zem diferente percepção por parte dos investi-dores. 3. DADOS E METODOLOGIA 3.1. Dados A base de dados sobre recomendações de inves-timento em Portugal é propriedade da CMVM, compreendendo o período entre 2002 e 2005. Uma parcela das recomendações da base de dados foram eliminadas já que respeitavam ao mesmo valor mobiliário, mas com ligeiras dife-renças de datas e de vendor, mas cujo conteúdo informativo (price target e tipo de recomenda-ção) presumivelmente será o mesmo. Neste tra-balho foram tidas em consideração recomenda-ções de investimento sobre 20 acções nacionais: BCP, BES, BPI, Brisa, Cimpor, Cofina, EDP, Ibersol, Impresa, Jerónimo Martins, Mota Engil, Media Capital, Novabase, Portucel, PT Multimédia, Portugal Telecom, SAG Gest,

Semapa, Sonae SGPS e Sonae Com. Uma vez que a classificação dada às recomen-dações depende dos departamentos de análise de cada intermediário financeiro - por exemplo, a Merrill Lynch classifica as recomendações por buy, hold e sell, enquanto o Credit Suisse First Boston por buy, add, hold, reduce e sell - procedeu-se à harmonização das recomenda-ções, para efeito do primeiro ensaio, por: com-pra, manter e venda. Relativamente ao segundo ensaio as recomendações foram ordenadas por upgrade, inalterada e downgrade. Para tal orde-nação consideraram-se as recomendações divul-gadas por cada intermediário financeiro para um determinado valor mobiliário. Sempre que este emitia uma nova recomendação procedeu-se à análise do seu teor (por exemplo, upgrade quando este alterava a recomendação de vender para manter). Conforme se pode observar na Tabela 1, Painel A, a amostra compreende um total 1,262 de recomendações, das quais 697 são de compra (55.2% da amostra), 379 são de manter (30% da amostra) e 186 de venda (14.7% da amostra). Estes resultados, excepção feita aos Estados Unidos, onde o número de recomendações de venda é muito reduzido, encontram-se dentro dos padrões internacionais (vd. Jegadeesh e Kim (2003)). Saliente-se ainda que as recomen-dações sobre empresas nacionais são realizadas maioritariamente por departamentos de análise de intermediários financeiros nacionais, isto é, 741 recomendações (58.7% da amostra). Aliás, só em 2002 é que tal comportamento não se verifica (vd. Tabela 1, Painel B).



No domínio da proveniência e do tipo de reco-mendações (vd. Tabela 1, Painel C) destaque-se a maior prudência dos intermediários financei-ros internacionais face às empresas nacionais. De facto, enquanto as recomendações de com-pra, de manter e de venda que emanam de inter-mediários financeiros internacionais represen-tam, respectivamente 42.8% (223/521), 34.9% (182/521) e 22.3% (116/521), já valores distin-tos são apresentados quando estão em causa analistas nacionais, respectivamente 64% (474/741), 26.6% (197/741) e 9.4% (70/741). Nos anos a que respeita esta análise é sempre observada uma maior percentagem de recomen-dações de compra provenientes de intermediá-rios financeiros nacionais. Estes resultados sugerem que provavelmente existirá no merca-do nacional um fenómeno designado por home bias – quando a percentagem investida em acções nacionais é superior ao peso que o mer-cado nacional tem na carteira global (vd. por exemplo, Cooper e Kaplanis (1995)). Isto é, de

algum modo as recomendações dos intermediá-rios financeiros nacionais devem influenciar os gestores de carteiras nacionais e até os investi-dores particulares a adquirir acções mais nacio-nais do que aquelas que seriam sugeridas pela carteira óptima à escala global. No que respeita ao número de recomendações que viram o seu rating alterado ou não o seu número cifrou-se em 953 recomendações durante o período compreendido entre 2002 e 20051. Uma parcela significativa dessas reco-mendações, tal como seria esperado, mostra que as mesmas geralmente não são alteradas (63.6%, vd. Tabela II, Painel A). No que respei-ta a alterações no conteúdo da recomendação, os resultados indicam um número relativamente semelhante de situações de downgrade e upgra-de, respectivamente 18.8% e 17.6% no referido período. A análise anual não demonstra que existam alterações muito significativas na for-ma como os intermediários financeiros foram

Tabela 1 – Recomendações de Investimento usadas no ensaio I

Análise por Tipo, por Ano e por Proveniência

Ano 2002 % Total 2003 % Total 2004 % Total 2005 % Total Total % Total

Comprar 152 50,7% 153 58,6% 185 58,5% 207 53,8% 697 55,2%

Manter 91 30,3% 65 24,9% 91 28,8% 132 34,3% 379 30,0%

Vender 57 19,0% 43 16,5% 40 12,7% 46 11,9% 186 14,7%

Total 300 261 316 385 1262


Internacional 165 55,0% 89 34,1% 107 33,9% 160 41,6% 521 41,3%

Nacional 135 45,0% 172 65,9% 209 66,1% 225 58,4% 741 58,7%

Total 300 261 316 385 1262


Internacional

Compra 69 41,8% 45 50,6% 44 41,1% 65 40,6% 223 42,8%

Manter 52 31,5% 21 23,6% 40 37,4% 69 43,1% 182 34,9%

Venda 44 26,7% 23 25,8% 23 21,5% 26 16,3% 116 22,3%

Total 165 100,0% 89 100,0% 107 100,0% 160 100,0% 521 100,0%

Nacional

Compra 83 61,5% 108 62,8% 141 67,5% 142 63,1% 474 64,0%

Manter 39 28,9% 44 25,6% 51 24,4% 63 28,0% 197 26,6%

Venda 13 9,6% 20 11,6% 17 8,1% 20 8,9% 70 9,4%

Total 135 100,0% 172 100,0% 209 100,0% 225 100,0% 741 100,0%

Painel A - Nº de Recomendações por Tipo e por Ano

Painel B - Nº de Recomendações por Proveniência e por Ano

Painel C - Nº de Recomendações por Proveniência, por Tipo e por Ano

1 - Necessariamente teriam de ser menos do que as recomendações para o primeiro ensaio, já que a primeira recomendação emanada por um intermediário financeiro para cada um dos valores mobiliários foi eliminada.


alterando o conteúdo da informação. As situa-ções de downgrade variaram entre 13.3% e 24.1%, e as de upgrade entre 14.8% e 20.8%. Tal como para as recomendações de compra, de manter e de venda, também neste caso, como seria esperado, o número de recomendações provenientes de intermediários financeiros nacionais foi mais elevado do que as de não nacionais (610 contra 343, vd. Tabela II, Painel B). Finalmente, comparando o teor das reco-mendações, conclui-se que a percentagem de recomendações provenientes de intermediários financeiros nacionais e internacionais que origi-naram upgrade e downgrade não foi significati-

vamente diferente (vd. Tabela 2, Painel C). No caso de intermediários financeiros internacio-nais detectaram-se 69 situações de downgrade (20.1% do total das recomendações analisadas com origem em intermediários financeiros internacionais) e 62 situações de upgrade (18.1%). Relativamente a intermediários finan-ceiros nacionais detectaram-se respectivamente 110 situações de downgrade (18.0%) e 106 de upgrade (17.4%). Em suma, de um modo geral os intermediários financeiros nacionais e inter-nacionais apresentam consistência semelhante na forma como alteram o teor das suas recomendações.


Tabela 2 – Recomendações de Investimento usadas no ensaio II

Análise por Tipo, por Ano e por Proveniência


Downside 17 13,3% 31 14,0% 48 18,5% 83 24,1% 179 18,8%

Inalterada 92 71,9% 150 67,9% 157 60,6% 207 60,0% 606 63,6%

Upside 19 14,8% 40 18,1% 54 20,8% 55 15,9% 168 17,6%

Total 128 221 259 345 953


Internacional 66 51,6% 73 33,0% 68 26,3% 136 39,4% 343 36,0%

Nacional 62 48,4% 148 67,0% 191 73,7% 209 60,6% 610 64,0%

Total 128 221 259 345 953


Internacional

Downside 9 13,6% 14 19,2% 16 23,5% 30 22,1% 69 20,1%

Inalterada 48 72,7% 43 58,9% 38 55,9% 83 61,0% 212 61,8%

Upside 9 13,6% 16 21,9% 14 20,6% 23 16,9% 62 18,1%

Total 66 100,0% 73 100,0% 68 100,0% 136 100,0% 343 100,0%

Nacional

Downside 8 12,9% 17 11,5% 32 16,8% 53 25,4% 110 18,0%

Inalterada 44 71,0% 107 72,3% 119 62,3% 124 59,3% 394 64,6%

Upside 10 16,1% 24 16,2% 40 20,9% 32 15,3% 106 17,4%

Total 62 100,0% 148 100,0% 191 100,0% 209 100,0% 610 100,0%

Painel A - Nº de Recomendações por Tipo e por Ano

Painel B - Nº de Recomendações por Proveniência e por Ano

Painel C - Nº de Recomendações por Proveniência, por Tipo e por Ano


3.2 Metodologia A metodologia usada para analisar o impacto das recomendações é a seguida tradicionalmen-te em estudos de eventos (vd. por exemplo, Ser-ra (2002)). A janela do evento compreende 21 dias, isto é, 10 dias antes e após a recomenda-ção de investimento ser veiculada ao mercado. Para avaliar a rendibilidade esperada da acção faz-se uso do modelo de mercado, estimando os seus parâmetros, nos 120 dias (Mackinlay (1997) sugere esse número de dias quando se está a utilizar o modelo supracitado, no período que precede o estudo de um evento), que ante-riores ao evento (tendo sempre em considera-ção rendibilidades em tempo contínuo):

em que e são os parâmetros estimados para a acção i e é a rendibilidade do índice PSI 20 no momento t. O modelo de mercado estimado segundo o método dos mínimos quadrados ordi-nários teve em consideração a proposta de Newey and West (1987), os quais propõem um estimador para a covariância que é simultanea-mente consistente com a presença de heteroce-dasticidade e autocorrelação. De seguida, avalia-se a rendibilidade efectiva da acção face ao que seria esperado nos diferen-tes dias (t) que compreendem a janela do even-to, daqui resultando o conceito rendibilidade anormal. Este procedimento é realizado para todas as recomendações: em que é a rendibilidade anormal no momen-to t do período de análise; é a rendibilidade anormal da acção i no momento t do período de análise; N são o número de recomendações divulgadas ao mercado.

Para avaliar o significado estatístico dos rendi-mentos anormais utiliza-se o procedimento adoptado por Boehmer et al (1991) - este méto-do é resultado de possíveis alterações da variân-cia da acção no período do evento, face ao período de estimação do modelo – os quais pro-põem que a variância da rendibilidade anormal seja estimada no período do evento, numa pers-pectiva cross section (por dia considerando todos os relatórios de análise):

O passo seguinte passa pela avaliação da rendi-bilidade anormal acumulada no período do evento, isto é, a soma dos rendimentos não esperados. Os passos são idênticos aos usados para a rendibilidade anormal. Para avaliar se das recomendações de investi-mento resultaram alterações no padrão de nego-ciação, mais propriamente na quantidade tran-saccionada, procedeu-se ao cálculo do rácio de quantidade ( ) da acção i no momento t da janela do evento:

em que é a quantidade transaccionada da acção i no momento t da janela do evento; é a quantidade total transaccionada em acções na Euronext Lisbon em idêntico período; do deno-minador resulta a média diária transaccionada em acções i face à quantidade total transaccio-nada em acções na Euronext Lisbon nos 120 dias que precedem a janela do evento. Seguidamente procede-se ao cálculo do valor médio do rácio quantidade por número de reco-mendações:

)1(^^

mtiii RR βα +=

i

^α i

^β

mtR

)2(11

∑=

=N

iitt RA

NRA

tRA

itRA

)3()1(

112

1 11∑ ∑∑= ==

⎟⎠

⎞⎜⎝

⎛−

−=

N

i

N

i

itit

N

iit N

RARANN

RAN

t

itRQ

)4(120

1 21

140∑−

−=

=t mt

itmt

it

it QQQ

Q

RQ

itQ

mtQ

)5(11

∑=

=N

iitt RQ

NRQ


Finalmente, para avaliar se existiram alterações no rácio de quantidade no período referente à janela do evento seguiu-se um processo seme-lhante aos utilizados anteriormente, testando a hipótese H0: QRt = 1:

em que se os resultados não divergirem signifi-cativamente de 1, significa que não houve alte-rações significativas no padrão de negociação durante a janela do evento. 4. RESULTADOS 4.1. Ensaio I No ensaio I, como já foi anteriormente referido, apresenta-se o impacto das recomendações de compra, de venda e de manter na negociação, designadamente no que respeita a rendimentos e quantidades anormais geradas no período que compreende a janela do evento. Na Tabela 3 são apresentados os rendimentos anormais resultantes de recomendações de investimento veiculadas por intermediários financeiros nacionais. Importa de imediato refe-rir que no dia do evento as recomendações de compra e de venda revelam uma rendibilidade anormal, respectivamente de 0.14% e -0.67%, ambas com significado estatístico a 5%. No dia seguinte à divulgação do evento as recomenda-

ções de compra e de venda, e agora já também as de manter, apresentam rendibilidades anor-mais com significado estatístico. As rendibili-dades anormais de compra, de manter e de ven-da nesse dia apresentam, respectivamente, as seguintes percentagens: 0.19%, -0.27% e -0.41%. Os resultados encontrados para as reco-mendações de venda e de manter encontram-se na linha do que a comunidade científica pensa sobre as suas semelhanças. Boni and Womack (2002) com base num questionário a analistas que recomendam geralmente compras, aqueles interpretam uma recomendação de manter como se fosse uma de venda (79% da amostra). Rela-tivamente aos resultados obtidos, existem indí-cios de que a informação revelada no dia do evento não tenha sido completamente incorpo-rada na cotação das acções – a formação de cotações não é eficiente na forma semi-forte. Contudo, estes resultados não deixam de ser uma boa notícia para o mercado nacional, designadamente quando comparados com os de Lidén (2004) e Muradoglu e Yazici (2002), os quais encontraram rendibilidades anormais positivas, com significado estatístico, no dia anterior à divulgação de uma recomendação de compra, revelando indícios de que alguém já conhecia essa informação. Destaque-se ainda relativamente às recomendações dos interme-diários financeiros nacionais, o comportamento errático no momento que precede a divulgação de uma recomendação de venda. Não raras vezes, nos dias que precedem a sua divulgação, as acções apresentam rendibilidades anormais positivas.


( )

( )

)6(

11

11

2

1 1

1

∑ ∑

∑

= =

=

⎟⎠

⎞⎜⎝

⎛−

−

−=

N

i

N

i

itit

N

iit

NRQRQ

NN

RQNt


Na Tabela 4 são apresentadas as rendibilidades anormais resultantes de recomendações prove-nientes de intermediários financeiros interna-cionais. Nessa Tabela salienta-se, por um lado, a rendibilidade anormal no dia do evento, quan-do estão em causa recomendações de compra, bem como nos dois dias seguintes – 0.26%, 0.20% e 0.18%, respectivamente, com signifi-cado estatístico a 5%, nos dois primeiros dias, e 10% no segundo dia após o evento – o que mais uma vez indicia que a formação de cotações não respeita a teoria dos mercados eficientes, na forma semi-forte. No que respeita a recomenda-ções de manter e de venda, verificam-se algu-mas situações de rendibilidades anormais nega-tivas, em alguns dias no período que antecede o evento. No entanto, enquanto as recomendações

de manter têm um comportamento errático, isto é, no dia -5 obtivemos a rendibilidade anormal de -0.21%, no dia -3 a rendibilidade anormal obtida cifrou-se em 0.16% e, finalmente, no dia -1 a rendibilidade anormal revelou novamente um resultado negativo (-0.24%). Mais evidente parece ser a rendibilidade anormal verificada no dia -4, quando estão em causa recomendações de venda, -0.66% com significado estatístico a 5%. Não sendo totalmente evidente a existência de indícios de violação da hipótese de eficiência dos mercados, na sua forma forte, até porque por exemplo no caso das recomendações de venda estão em causa 4 dias antes da divulga-ção do evento, não se pode considerar este resultado negligenciável. Ainda relativamente às recomendações de venda, ao dia 10

Tabela 3 – Rendibilidade Anormal resultante de Recomendações

provenientes de Intermediários Financeiros Nacionais

A janela do evento compreende 21 dias, isto é, 10 dias antes e após uma recomendação de um intermediário

financeiro nacional ter sido divulgada ao mercado. A rendibilidade anormal foi obtida calculando a rendibilida-

de efectiva face à rendibilidade esperada, segundo a equação 1 da secção de metodologia, e o teste estatístico

apresentado na equação 3. ***,** e * indicam significado estatístico a 1%, 5% e a 10%.

Período Compra t-stat Manter t-stat Venda t-stat -10 -0.08% -1.51 -0.04% -0.40 0.00% 0.00 -9 0.02% 0.39 0.02% 0.21 -0.39% -1.56 -8 0.07% 1.00 0.03% 0.26 0.14% 0.85 -7 0.06% 0.93 0.08% 0.82 0.37% 2.11** -6 -0.10% -1.72* 0.10% 1.03 0.36% 1.89* -5 -0.05% -0.87 0.10% 0.92 0.34% 1.97* -4 0.11% 1.86* 0.00% 0.01 0.27% 1.70* -3 0.04% 0.58 0.07% 0.68 -0.13% -0.45 -2 0.01% 0.10 -0.07% -0.62 -0.12% -0.43 -1 0.09% 1.57 -0.26% -1.53 0.02% 0.04 0 0.14% 2.31** -0.03% -0.23 -0.67% -2.12** 1 0.19% 3.09*** -0.27% -2.76*** -0.41% -2.74*** 2 0.00% 0.02 -0.03% -0.31 -0.17% -0.93

3 0.09% 1.59 -0.09% -0.97 -0.19% -1.16 4 0.06% 1.08 0.07% 0.62 0.35% 1.74* 5 -0.08% -1.44 0.04% 0.35 0.09% 0.62 6 -0.01% -0.13 -0.18% -1.80* 0.51% 1.79* 7 0.05% 0.81 -0.08% -0.85 -0.50% -1.50 8 0.03% 0.54 -0.05% -0.60 0.10% 0.66 9 -0.07% -1.26 0.05% 0.51 -0.10% -0.52

10 -0.08% -1.32 0.09% 0.93 0.05% 0.24


observa-se uma rendibilidade anormal positiva de 0.32%, com significado estatístico de 10%. Tal facto, pode ser resultado de um reajusta-mento das cotações, após um período em que as rendibilidades anormais se revelaram, na gene-ralidade, negativas.

Em suma, os resultados do nosso trabalho divergem um pouco da evidência internacional. Enquanto esta normalmente sugere que existem indícios de alguém ter tido acesso às recomen-dações previamente à sua divulgação, no caso português, os indícios devem ser analisados com algum cuidado, pelo menos quando a aná-lise é feita não tendo em consideração altera-ções no tipo de recomendação.



provenientes de Intermediários Financeiros Internacionais


financeiro internacional ter sido divulgada ao mercado. A rendibilidade anormal foi obtida calculando a rendi-

bilidade efectiva face à rendibilidade esperada, segundo a equação 1 da secção de metodologia, e o teste estatís-

tico apresentado na equação 3. ***,** e * indicam significado estatístico a 1%, 5% e a 10%.

Período Compra t-stat Manter t-stat Venda t-stat -10 -0.13% -1.46 0.00% -0.01 -0.16% -1.44 -9 0.03% 0.35 -0.11% -1.02 -0.02% -0.22 -8 0.06% 0.63 -0.06% -0.53 -0.08% -0.83 -7 0.03% 0.34 0.03% 0.28 -0.18% -1.46 -6 -0.04% -0.42 -0.12% -1.17 -0.17% -1.47 -5 -0.07% -0.90 -0.21% -2.11** -0.14% -1.14 -4 -0.08% -1.12 0.13% 1.47 -0.66% -2.02** -3 0.11% 1.48 0.16% 1.71* 0.11% 0.74 -2 0.02% 0.25 0.03% 0.28 -0.12% -0.65 -1 0.00% -0.05 -0.24% -2.34** 0.01% 0.10 0 0.26% 2.41** -0.08% -0.60 -0.15% -0.99 1 0.20% 2.04** 0.09% 0.73 -0.12% -0.62 2 0.18% 1.90* 0.06% 0.47 -0.07% -0.45 3 -0.06% -0.70 -0.11% -1.14 0.05% 0.33 4 0.05% 0.56 0.08% 0.78 0.18% 1.62 5 0.04% 0.43 -0.09% -0.82 -0.09% -0.79 6 0.07% 0.77 0.06% 0.59 0.03% 0.18 7 0.09% 1.08 -0.05% -0.47 0.08% 0.71 8 -0.05% -0.53 0.01% 0.04 -0.26% -1.56 9 -0.02% -0.19 -0.05% -0.48 0.08% 0.45

10 0.02% 0.19 -0.03% -0.32 0.32% 1.97*

Na Tabela 5 dá-se início à análise da rendibili-dade anormal acumulada durante a janela do evento. Neste caso, considerando as recomen-dações veiculadas por intermediários financei-ros nacionais. Durante os 21 dias, a rendibilida-de anormal acumulada de recomendações de compra, de manter e de venda foi respectiva-mente, 0.48%, -0.46% e -0.08%. As recomen-

dações de venda obtiveram uma rendibilidade anormal acumulada superior à das de manter fundamentalmente pelo que ocorreu no período antes do evento, e já descrito a propósito da rendibilidade anormal. Aliás, no período que antecede a divulgação das recomendações, não raras vezes a rendibilidade anormal das de ven-da é superior ao das de compra (vd. gráfico ).


Evidente e sugestivo para os investidores é o resultado obtido para as recomendações de compra, já que para as recomendações de man-ter e de venda não foram encontrados resultados com significado estatístico. No período poste-rior a uma divulgação daquele tipo, a rendibili-dade anormal acumulada é sempre positiva, com significado estatístico a 5%. Daí que uma boa estratégia a ser seguida pelos investidores, seja acompanhar as recomendações de compra que são divulgadas pelos intermediários finan-ceiros nacionais. No entanto, não se pense que uma estratégia simples passa por adquirir no momento da sua divulgação e esperar 10 dias para proceder à sua alienação. De facto, o

bom resultado produzido pelas recomendações de compra fica a dever-se fundamentalmente ao período entre o dia que precede e sucede o evento – 0.43% de rendibilidade anormal acu-mulada -, conforme pode ser observado na Tabela 5, pois nos 9 dias seguintes a rendibili-dade anormal acumulada é praticamente nula. A hipótese de pressão nos preços parece ter maior suporte do que a de conteúdo informativo. É um resultado na linha do que foi obtido por Lidén (2004) para o mercado sueco, embora o autor tenha encontrado rendibilidades anormais no dia da publicação de uma recomendação de compra, havendo uma reversão nas mesmas, com significado estatístico, 20 dias após esse evento.

Tabela 5 – Rendibilidade Anormal Acumulada resultante de Recomendações



financeiro nacional ter sido divulgada ao mercado. A rendibilidade anormal acumulada foi obtida segundo a

equação 2 da secção de metodologia, e o teste estatístico apresentado na equação 3. ***,** e * indicam signifi-

cado estatístico a 1%, 5% e a 10%.

Período Compra t-stat Manter t-stat Venda t-stat -10 -0.08% -1.51 -0.04% -0.40 0.00% 0.00 -9 -0.06% -0.80 -0.02% -0.13 -0.39% -1.71* -8 0.01% 0.07 0.01% 0.03 -0.25% -0.90 -7 0.06% 0.55 0.09% 0.42 0.12% 0.41 -6 -0.04% -0.27 0.18% 0.81 0.49% 1.29 -5 -0.09% -0.58 0.28% 1.11 0.82% 1.80* -4 0.02% 0.13 0.28% 1.10 1.09% 2.10** -3 0.06% 0.34 0.35% 1.31 0.96% 1.63 -2 0.06% 0.36 0.29% 0.96 0.84% 1.36 -1 0.16% 0.82 0.02% 0.07 0.86% 0.97 0 0.30% 1.51 0.00% 0.00 0.19% 0.21 1 0.49% 2.27** -0.28% -0.71 -0.22% -0.24 2 0.49% 2.17** -0.31% -0.76 -0.39% -0.40 3 0.58% 2.54** -0.40% -0.94 -0.58% -0.60 4 0.64% 2.71*** -0.33% -0.76 -0.23% -0.24 5 0.56% 2.32** -0.30% -0.68 -0.14% -0.14 6 0.56% 2.16** -0.48% -1.01 0.37% 0.35 7 0.60% 2.28** -0.56% -1.15 -0.13% -0.13 8 0.63% 2.37** -0.60% -1.22 -0.04% -0.04 9 0.56% 2.08** -0.56% -1.10 -0.13% -0.13

10 0.48% 1.70* -0.46% -0.86 -0.08% -0.08



Na Tabela 6 analisa-se a rendibilidade anormal acumulada de recomendações divulgadas por intermediários financeiros internacionais. Con-trariamente às recomendações divulgadas por intermediários financeiros nacionais, as que emanam de intermediários financeiros interna-cionais revelam um comportamento mais expectável (vd. Tabela 6 e gráfico II). No final do período do evento a rendibilidade anormal acumulada das recomendações de compra, de manter e de venda foram respectivamente: 0.70%, -0.50% e -1.35%. No último dia as recomendações de compra revelaram significa-do estatístico a 10% e as de venda a 5%. Em comparação com as recomendações de compra veiculadas por intermediários financei-ros nacionais, as divulgadas por internacionais revelam menor significado estatístico. Mas a

diferença não se pode dizer que seja muito sig-nificativa, uma vez que em 5 dos 10 dias após o evento, as recomendações em análise revelam significado estatístico a 5% e a 10%. No entan-to, a rendibilidade anormal varia de 0.18%, no dia do evento, para 0.70%, 10 dias após o mes-mo, indiciando que tal informação tem conteú-do informativo. Tal como nas recomendações de compra divulgadas por intermediários finan-ceiros nacionais, também nas provenientes de intermediários financeiros internacionais não se observa rendibilidades anormais acumuladas, com significado estatístico, até ao período que precede o evento. Em suma, o comportamento das recomendações de compra provenientes de intermediários financeiros nacionais e interna-cionais parecendo semelhante revela hipóteses diferentes, pressão nos preços no primeiro caso e conteúdo informativo no segundo.




financeiro internacional ter sido divulgada ao mercado. A rendibilidade anormal acumulada foi obtida segundo

a equação 2 da secção de metodologia, e o teste estatístico apresentado na equação 3. ***,** e * indicam signi-

ficado estatístico a 1%, 5% e a 10%.

Período Compra t-stat Manter t-stat Venda t-stat -10 -0.13% -1.46 0.00% -0.01 -0.16% -1.44 -9 -0.10% -0.77 -0.11% -0.79 -0.18% -1.21 -8 -0.04% -0.28 -0.17% -1.06 -0.26% -1.38 -7 -0.01% -0.08 -0.14% -0.85 -0.44% -2.12** -6 -0.05% -0.26 -0.26% -1.46 -0.61% -2.47** -5 -0.12% -0.60 -0.46% -2.28** -0.75% -2.56** -4 -0.20% -0.97 -0.33% -1.56 -1.41% -3.37*** -3 -0.09% -0.41 -0.17% -0.75 -1.29% -3.03*** -2 -0.07% -0.28 -0.14% -0.62 -1.41% -3.11*** -1 -0.07% -0.27 -0.38% -1.37 -1.40% -3.02*** 0 0.18% 0.61 -0.46% -1.50 -1.55% -3.32*** 1 0.38% 1.23 -0.38% -1.25 -1.67% -3.24*** 2 0.56% 1.75* -0.32% -1.01 -1.74% -3.31*** 3 0.51% 1.54 -0.43% -1.33 -1.69% -3.19*** 4 0.56% 1.61 -0.35% -1.06 -1.51% -2.85*** 5 0.59% 1.65 -0.44% -1.28 -1.60% -2.88*** 6 0.66% 1.77* -0.37% -1.04 -1.57% -2.75*** 7 0.75% 2.01** -0.42% -1.16 -1.49% -2.57** 8 0.70% 1.85* -0.42% -1.11 -1.75% -2.97*** 9 0.68% 1.71* -0.47% -1.22 -1.67% -2.79***

10 0.70% 1.72* -0.50% -1.25 -1.35% -2.27**


Quando estão em análise recomendações de venda divulgadas por intermediários financei-ros internacionais observa-se um consistente e importante resultado no que respeita à rendibili-dade anormal acumulada. De facto, a rendibili-dade anormal acumulada das empresas que são objecto daquele tipo de recomendação revelam uma rendibilidade anormal acumulada negativa desde o período -7 até ao final do evento, sem-pre com significado estatístico. Este resultado deve ser tido em consideração pelas autoridades de supervisão, designadamente no período que precede a recomendação. Para os investidores este resultado sugere que devem estar atentos às recomendações de venda veiculadas por inter-mediários financeiros internacionais. Aliás, nos primeiros 9 dias da nossa análise observa-se uma rendibilidade anormal acumulada (-1.41%), o que indicia conhecimento prévio dessa informação.

Na Tabela 7 são apresentados os resultados relativos às quantidades anormais resultantes de recomendações provenientes de intermediários financeiros nacionais. No período em que a recomendação é divulgada, independentemente do tipo, verifica-se que a quantidade transaccio-nada é distinta (mais elevada) do que vinha acontecendo nos 120 que precederam a janela do evento. Este resultado é particularmente sen-sível na situação de recomendações de venda, em que a quantidade transaccionada face àquilo que vinha acontecendo é, em média por reco-mendação, 87% superior ao que era verificado antes da janela do evento (com significado esta-tístico de 5%). Já nas recomendações de com-pra tal percentagem atinge a fasquia de 30% (com significado estatístico de 1%). Saliente-se ainda, que tal comportamento é observado em vários dias antes e após recomendações de compra, particularmente no período que

Tabela 7 –Quantidade Anormal resultante de Recomendações



financeiro nacional ter sido divulgada ao mercado. A quantidade anormal foi obtida através das equações 4 e 5,

e o teste estatístico, com base na equação 3. ***,** e * indicam significado estatístico a 1%, 5% e a 10%.

Período Compra t-stat Manter t-stat Venda t-stat -10 1.05 1.13 1.08 0.92 1.18 1.63 -9 1.07 1.51 1.02 0.23 1.14 1.26 -8 1.05 1.01 1.01 0.15 1.35 2.53** -7 1.12 2.41** 0.95 -0.66 1.30 2.33** -6 1.04 0.70 0.92 -1.16 1.17 1.75 -5 1.06 1.27 0.93 -0.96 1.13 1.34 -4 1.11 2.42** 0.92 -1.27 1.33 2.13** -3 1.08 1.62 1.05 0.63 1.38 3.09*** -2 1.16 2.77** 1.03 0.32 1.39 2.64** -1 1.09 1.81* 1.06 0.67 1.47 3.07*** 0 1.30 3.57*** 1.30 1.67* 1.87 2.68** 1 1.15 2.81** 1.04 0.55 1.09 1.42 2 1.10 2.06* 0.99 -0.18 1.15 1.59 3 1.04 0.86 0.82 -3.66*** 1.03 0.90 4 0.97 -0.74 0.83 -2.90*** 1.20 1.91* 5 0.92 -2.20** 0.94 -0.88 0.95 0.05 6 1.00 -0.07 0.99 -0.10 1.35 2.59** 7 1.03 0.65 0.89 -1.61 1.22 2.56** 8 1.04 0.85 0.96 -0.64 1.14 1.41 9 1.00 -0.08 1.04 0.41 1.00 0.54

10 1.08 1.55 0.93 -1.01 1.01 0.66



Gráfico I – Rendibilidade Anormal Acumulada, resultante

de Recomendações de Intermediários Financeiros Nacionais – Ensaio I

-0,80%

-0,60%

-0,40%

-0,20%

0,00%

0,20%

0,40%

0,60%

0,80%

1,00%

1,20%

-10 -8 -6 -4 -2 0 2 4 6 8 10

Compra Manter Venda

Gráfico II – Rendibilidade Anormal Acumulada, resultante

de Recomendações de Intermediários Financeiros Internacionais – Ensaio I

-2,00%

-1,50%

-1,00%

-0,50%

0,00%

0,50%

1,00%

-10 -8 -6 -4 -2 0 2 4 6 8 10

Compra Manter Venda


antecede e sucede o evento. No caso das reco-mendações de venda, tal fenómeno é mais visí-vel no período que precede o evento. Na Tabela 8, na linha do que foi realizado na Tabela 7, apresentam-se os resultados relativos às quantidades anormais resultantes de reco-mendações provenientes de intermediários financeiros internacionais. Tal como no caso de recomendações provenientes de intermediários financeiros nacionais, também neste caso no dia do evento observa-se que a quantidade transac-

cionada é anormalmente elevada, independente-mente do tipo. A quantidade anormalmente elevada durante o dia que precede e o que sucede uma recomen-dação de compra ajuda a compreender a rendi-bilidade anormal acumulada gerada nesse perío-do. A rendibilidade anormal acumulada negati-va antes de uma recomendação de venda ser divulgada ao mercado é igualmente explicada pela quantidade anormalmente elevada nos dias que precedem o evento.




financeiro internacional ter sido divulgada ao mercado. A quantidade anormal foi obtida através das equações 4

e 5, e o teste estatístico, com base na equação 3. ***,** e * indicam significado estatístico a 1%, 5% e a 10%.

Período Compra t-stat Manter t-stat Venda t-stat -10 1.03 0.43 1.13 1.98** 1.00 0.00 -9 1.15 1.52 1.12 1.65 1.07 0.62 -8 1.06 0.80 1.09 1.62 0.94 -0.85 -7 1.03 0.62 1.08 1.03 1.14 1.08 -6 0.94 -1.39 1.01 0.19 1.10 1.10 -5 1.01 0.15 0.98 -0.35 1.02 0.20 -4 0.90 -2.08** 0.98 -0.45 1.24 2.23** -3 0.96 -0.87 1.06 0.96 1.19 1.94* -2 1.16 1.90* 1.07 1.19 1.21 2.14** -1 1.19 1.75* 1.16 2.31** 1.14 1.71* 0 1.39 4.05*** 1.19 2.51** 1.33 3.03*** 1 1.17 1.79* 1.03 0.54 1.08 0.82 2 1.07 0.92 1.00 0.04 1.10 0.91 3 1.00 -0.01 1.00 0.04 1.02 0.24 4 1.00 -0.07 0.97 -0.35 0.96 -0.56 5 1.01 0.17 1.08 0.83 0.99 -0.09 6 1.04 0.59 0.98 -0.27 1.03 0.30 7 1.02 0.31 0.91 -2.23** 1.01 0.16 8 1.10 0.79 1.00 -0.08 1.00 -0.02 9 0.90 -1.67* 1.02 0.32 0.98 -0.23

10 0.96 -0.72 0.98 -0.49 0.96 -0.51



4.2. Ensaio II No ensaio II apresenta-se o impacto das reco-mendações que deram origem a upgrade, inalte-rada e downgrade, designadamente no que res-peita a rendimentos e quantidades anormais geradas no período que compreende a janela do evento.

Relativamente às recomendações resultantes de intermediários financeiros nacionais, a Tabela 9 indica que das recomendações que originam a upgrade e downgrade, geraram respectivamente 0.28% e -0.37%, com significado estatístico a 5%, no dia em que se verifica a alteração na recomendação. Nos restantes dias, existem situações em que se verificam rendimentos anormais, embora não se encontre qualquer explicação lógica para o sucedido.




financeiro nacional ter sido divulgada ao mercado. A rendibilidade anormal acumulada foi obtida segundo



Período Downgrade t-stat Inalterada t-stat Upgrade t-stat -10 0,07% 0,51 -0,14% -2,01** -0,13% -1,33 -9 -0,11% -0,66 0,02% 0,27 0,04% 0,28 -8 0,04% 0,36 0,06% 0,68 -0,15% -1,51 -7 0,06% 0,49 0,03% 0,45 0,31% 2,25** -6 0,10% 0,81 -0,02% -0,29 0,01% 0,04 -5 0,32% 2,29** -0,01% -0,18 -0,23% -1,90* -4 0,06% 0,44 0,14% 2,09** 0,08% 0,62 -3 -0,07% -0,46 0,12% 1,63 0,21% 1,44 -2 0,07% 0,44 -0,05% -0,64 0,09% 0,58 -1 -0,20% -1,29 0,13% 1,53 0,05% 0,38 0 -0,37% -2,08** 0,06% 0,69 0,28% 2,05** 1 -0,05% -0,39 0,11% 1,51 -0,18% -1,38 2 -0,12% -0,99 -0,01% -0,12 -0,28% -2,09** 3 -0,14% -1,27 0,01% 0,14 0,13% 1,18 4 0,36% 2,40** 0,02% 0,26 0,18% 1,33 5 0,09% 0,69 0,00% -0,03 -0,07% -0,44 6 0,26% 1,56 -0,06% -0,87 -0,08% -0,69 7 -0,10% -0,50 -0,06% -0,99 0,20% 1,30 8 0,14% 1,26 -0,09% -1,47 0,00% -0,04 9 -0,03% -0,23 0,00% 0,02 -0,19% -1,82*

10 -0,07% -0,55 0,01% 0,07 -0,21% -1,49


Os rendimentos anormais resultantes de altera-ções nas recomendações de investimento prove-nientes de intermediários financeiros interna-cionais (vd. Tabela 10) indicam que o mercado é particularmente sensível quando estão em causa situações de downgrade (relembre-se que os resultados do ensaio I, sugeriam que o mer-cado também era mais sensível a recomenda-ções de venda). Só nesse caso é que são encon-trados rendimentos anormais com significado estatístico no dia do evento (-0.56%, com signi-ficado estatístico a 1%). Mas mais, existem

indícios que no dia anterior a esse evento o mercado já tinha conhecimento dessa informa-ção. O rendimento anormal no dia anterior cifrou-se, em média, em -0.36%, com significa-do estatístico a 5%. Mais uma vez estes resulta-dos vão ao encontro dos resultados do ensaio anterior para situações de recomendações de venda, sendo indiciadores de que o mercado não é eficiente na forma forte. Importa ainda referir que o comportamento anormal de altera-ções de recomendações das que estão a ser ana-lisadas se mantém no dia seguinte ao evento (-0.26%, com significado estatístico a 5%).




financeiro internacional ter sido divulgada ao mercado. A rendibilidade anormal foi obtida calculando a rendi-

bilidade efectiva face à rendibilidade esperada, segundo a equação 1 da secção de metodologia, e o teste estatís-

tico apresentado na equação 3. ***,** e * indicam significado estatístico a 1%, 5% e a 10%.

Período Downgrade t-stat Inalterada t-stat Upgrade t-stat -10 0,05% 0,42 -0,04% -0,53 -0,07% -0,47 -9 -0,01% -0,05 -0,09% -1,21 -0,14% -0,89 -8 -0,25% -1,76* 0,13% 1,59 -0,01% -0,07 -7 -0,13% -1,05 -0,01% -0,15 0,06% 0,50 -6 -0,06% -0,63 -0,01% -0,13 -0,06% -0,39 -5 -0,02% -0,12 -0,09% -0,95 -0,09% -0,62 -4 -0,17% -1,35 -0,13% -1,20 0,17% 1,07 -3 0,04% 0,26 0,13% 1,53 0,15% 1,04 -2 0,13% 1,14 -0,21% -1,97** 0,01% 0,07 -1 -0,36% -2,00** -0,11% -0,86 0,25% 1,63 0 -0,56% -3,40*** 0,11% 0,90 0,37% 1,63 1 -0,26% -1,97** 0,16% 1,31 0,11% 0,61 2 -0,18% -1,47 0,21% 1,70* 0,41% 2,72*** 3 0,14% 1,24 -0,16% -1,70* 0,02% 0,13 4 0,02% 0,19 0,17% 1,65 -0,16% -1,31 5 0,00% -0,02 -0,02% -0,32 -0,02% -0,17 6 -0,19% -1,46 -0,07% -0,66 0,22% 1,60 7 0,10% 0,77 0,02% 0,20 0,08% 0,48 8 -0,20% -1,43 0,00% -0,04 0,24% 1,11 9 0,19% 1,24 0,04% 0,33 -0,04% -0,24

10 0,07% 0,48 -0,03% -0,32 0,00% 0,01



No que respeita a rendimentos anormais acumulados, importa desde já referir, muito embora sem significado estatístico, que as alte-rações produzidas nas recomendações prove-nientes de intermediários financeiros nacionais

(vd. Tabela 11) indicam um comportamento inesperado no final da janela do evento (0.31%, 0.25% e 0.05%, respectivamente para situações de downgrade, inalterada, upgrade). O merca-do parece não dar a devida importância a alterações nessas recomendações.







Período Downgrade t-stat Inalterada t-stat Upgrade t-stat -10 0,07% 0,51 -0,14% -2,01** -0,13% -1,33 -9 -0,04% -0,24 -0,12% -1,27 -0,10% -0,58 -8 0,00% 0,00 -0,06% -0,51 -0,25% -1,21 -7 0,06% 0,26 -0,03% -0,20 0,07% 0,26 -6 0,16% 0,59 -0,05% -0,31 0,07% 0,23 -5 0,48% 1,48 -0,06% -0,36 -0,15% -0,44 -4 0,53% 1,62 0,07% 0,40 -0,07% -0,20 -3 0,47% 1,34 0,20% 0,96 0,14% 0,38 -2 0,54% 1,35 0,14% 0,70 0,23% 0,55 -1 0,34% 0,74 0,27% 1,17 0,27% 0,61 0 -0,04% -0,07 0,33% 1,38 0,56% 1,17 1 -0,09% -0,16 0,44% 1,70* 0,38% 0,76 2 -0,21% -0,37 0,43% 1,58 0,10% 0,18 3 -0,34% -0,62 0,44% 1,62 0,23% 0,42 4 0,02% 0,03 0,45% 1,65 0,41% 0,71 5 0,11% 0,19 0,45% 1,63 0,34% 0,59 6 0,37% 0,56 0,39% 1,33 0,26% 0,42 7 0,27% 0,41 0,33% 1,12 0,46% 0,72 8 0,41% 0,62 0,24% 0,80 0,45% 0,71 9 0,38% 0,56 0,24% 0,79 0,26% 0,41

10 0,31% 0,44 0,25% 0,76 0,05% 0,08


O resultado anterior não é semelhante ao de quando estão em causa alterações nas recomen-dações provenientes de intermediários financei-ros internacionais. Neste caso, as alterações de recomendações que geraram downgrade e upgrade geram respectivamente -1.64% e 1.51% de rendibilidade normal acumulada no final da janela do evento, geralmente com signi-ficado estatístico. Mas mais, desde o evento até ao seu final as situações de downgrade gera um rendimento anormal acumulado negativo de -0.31%, e as de upgrade um rendimento anormal

acumulado positivo de 0.86%, revelando que as mesmas têm conteúdo informativo (vd. Tabela 12). Finalmente, relativamente à quanti-dade anormal transaccionada, na linha dos resultados encontrados no ensaio I, verifica-se independentemente da proveniência da reco-mendação, tendo havido ou não alteração na mesma, que no dia do evento a quantidade transaccionada é anormalmente elevada, com significado estatístico (vd. Tabelas 13 e 14). No caso das recomendações provenientes de inter-mediários financeiros nacionais a quantidade

Gráfico III – Rendibilidade Anormal Acumulada, resultante de Recomendações

de Intermediários Financeiros Nacionais – Ensaio II

-0,40%

-0,20%

0,00%

0,20%

0,40%

0,60%

0,80%

-10 -8 -6 -4 -2 0 2 4 6 8 10

Downgrade Manter Upgrade

Gráfico IV – Rendibilidade Anormal Acumulada, resultante de Recomendações

de Intermediários Financeiros Internacionais – Ensaio II

-2,50%

-2,00%

-1,50%

-1,00%

-0,50%

0,00%

0,50%

1,00%

1,50%

2,00%

-10 -8 -6 -4 -2 0 2 4 6 8 10

Downgrade Manter Upgrade



transaccionada, em média por recomendação, é 33%, 38% e 40% mais elevada para situações de downgrade, inalterada, upgrade, do que nos 120 que precederam a janela do evento. No

caso de recomendações provenientes de inter-mediários financeiros internacionais a quantida-de anormal gerada por situações de downgrade, inalterada e de upgrade foi respectivamente 30%, 36% e 34%.







Período Downgrade t-stat Inalterada t-stat Upgrade t-stat -10 0,05% 0,42 -0,05% -0,67 -0,07% -0,47 -9 0,04% 0,23 -0,10% -1,26 -0,21% -1,07 -8 -0,21% -0,81 0,10% 1,22 -0,22% -0,89 -7 -0,34% -1,21 0,01% 0,10 -0,16% -0,58 -6 -0,40% -1,30 -0,03% -0,40 -0,22% -0,71 -5 -0,42% -1,18 -0,05% -0,58 -0,30% -0,90 -4 -0,59% -1,64 -0,13% -1,15 -0,13% -0,40 -3 -0,54% -1,30 0,12% 1,40 0,02% 0,06 -2 -0,41% -0,91 -0,21% -1,94* 0,03% 0,08 -1 -0,77% -1,51 -0,13% -1,04 0,28% 0,68 0 -1,33% -2,50** 0,10% 0,79 0,65% 1,62 1 -1,58% -2,99*** 0,18% 1,48 0,76% 1,66 2 -1,77% -3,26**** 0,13% 1,07 1,18% 2,49** 3 -1,62% -2,98*** -0,15% -1,53 1,20% 2,31** 4 -1,60% -3,02*** 0,16% 1,50 1,04% 2,08** 5 -1,60% -2,97*** -0,02% -0,25 1,01% 1,89* 6 -1,80% -3,23*** -0,05% -0,45 1,23% 2,28** 7 -1,70% -2,82*** 0,02% 0,24 1,31% 2,16** 8 -1,90% -3,14*** -0,01% -0,11 1,55% 2,52** 9 -1,71% -2,70*** 0,12% 0,99 1,51% 2,31**

10 -1,64% -2,65*** 0,09% 0,90 1,51% 2,20**





financeiro nacional ter sido divulgada ao mercado. A quantidade anormal foi obtida através das equações 4 e 5,

e o teste estatístico, com base na equação 6. ***,** e * indicam significado estatístico a 1%, 5% e a 10%.

Período Downgrade t-stat Inalterada t-stat Upgrade t-stat -10 1,09 0,69 1,06 1,13 1,02 0,12 -9 0,96 -0,38 1,10 1,54 1,11 0,90 -8 1,02 0,17 1,13 2,03** 0,89 -1,00 -7 1,08 0,64 1,08 1,43 0,97 -0,30 -6 0,99 -0,07 1,05 0,84 0,81 -2,38** -5 1,02 0,22 1,02 0,38 0,91 -0,86 -4 0,93 -0,98 1,08 1,37 0,98 -0,23 -3 1,15 1,41 1,06 1,10 0,99 -0,09 -2 1,09 0,66 1,13 2,01** 1,00 -0,04 -1 1,16 1,29 1,03 0,59 1,17 1,58 0 1,33 2,41** 1,38 3,01*** 1,40 2,08** 1 0,94 -0,91 1,09 1,60 1,15 1,18 2 0,98 -0,21 1,07 1,17 0,98 -0,18 3 0,89 -1,53 1,11 0,86 0,94 -0,57 4 1,06 0,60 0,87 -3,63*** 1,00 0,01 5 0,97 -0,30 1,03 0,35 0,87 -1,29 6 1,22 1,57 1,04 0,63 0,90 -0,93 7 1,07 0,70 0,96 -0,83 1,04 0,32 8 0,89 -1,16 0,97 -0,78 1,09 0,69 9 0,97 -0,34 1,04 0,62 0,87 -1,83*

10 0,91 -0,87 1,02 0,41 1,06 0,47






financeiro internacional ter sido divulgada ao mercado. A quantidade anormal foi obtida através das equações 4

e 5, e o teste estatístico, com base na equação 6. ***,** e * indicam significado estatístico a 1%, 5% e a 10%.

Período Downgrade t-stat Inalterada t-stat Upgrade t-stat -10 1,12 1,00 1,04 0,62 1,03 0,34 -9 1,31 1,63 1,11 1,60 1,05 0,43 -8 1,03 0,27 1,06 1,19 1,00 0,01 -7 0,99 -0,15 1,03 0,55 0,96 -0,46 -6 1,07 0,71 1,02 0,40 0,81 -2,80*** -5 1,02 0,24 1,00 0,08 1,10 0,82 -4 1,05 0,65 1,06 0,81 0,94 -0,55 -3 1,12 1,24 1,06 1,04 0,90 -1,64 -2 1,21 2,03** 1,11 1,55 1,16 1,61 -1 1,13 1,37 1,24 3,17*** 1,10 1,13 0 1,30 1,91* 1,36 4,46*** 1,34 3,37*** 1 1,09 0,81 1,12 1,54 1,21 1,47 2 1,04 0,41 1,04 0,56 1,14 1,32 3 1,05 0,50 1,07 1,26 0,99 -0,12 4 0,90 -1,31 1,03 0,50 1,05 0,42 5 1,00 0,02 1,05 0,79 0,98 -0,21 6 0,99 -0,08 1,06 0,97 0,98 -0,35 7 0,96 -0,54 0,98 -0,40 0,94 -0,66 8 1,04 0,56 0,97 -0,51 0,98 -0,27 9 0,94 -0,55 1,01 0,15 0,88 -1,98*

10 0,93 -0,80 0,93 -1,53 0,99 -0,13

5. CONCLUSÃO O principal objectivo deste trabalho foi analisar o comportamento em bolsa das acções mais representativas da Euronext Lisbon, em termos de preços e de liquidez, após a divulgação ao mercado de recomendações de investimento, provenientes quer de intermediários financeiros nacionais, quer internacionais. A literatura descrita enumera um conjunto de problemas inerentes a recomendações de inves-timento, nomeadamente no que respeita a even-tuais conflitos de interesse – relações entre o analista do intermediário financeiro e ofertas públicas coordenadas directamente ou não por esse intermediário financeiro; relação entre interesses de clientes e produção de research; recomendações favoráveis para atrair clientes, e

respectivas comissões de corretagem; relação entre a compensação do analista e os relatórios produzidos; e os interesses que o analista, empregados e até o intermediário financeiro podem ter na companhia. No entanto, também é referido o papel importante que um analista financeiro pode ter no domínio da monitoriza-ção de uma companhia, bem como os benefí-cios que podem resultar da produção de análise em termos de visibilidade (aumento do volume transaccionado) quer da empresa sob análise, quer para o mercado como um todo. Na linha de resultados internacionais, também, para o mercado português é observado um número muito mais elevado de recomendações de compra. No entanto, os intermediários financeiros internacionais revelam-se mais prudentes. A percentagem de recomendações de


compra difundidas por intermediários financei-ros nacionais é muito mais elevada, indepen-dentemente do ano considerado. Estes resulta-dos sugerem que provavelmente existirá no mercado nacional um fenómeno, designado por home bias. Já no que respeita a alterações no teor das recomendações não se observaram diferenças significativas entre intermediários financeiros nacionais e internacionais. O primeiro resultado importante deste trabalho relativamente a rendibilidades anormais é o de se terem encontrado diversas situações em que aquelas revelaram ser estatisticamente diferen-tes de zero no dia das recomendações: no caso de intermediários financeiros nacionais tal suce-deu para recomendações de compra e de venda, bem como para situações de downgrade e upgrade; no caso de recomendações provenien-tes de intermediários financeiros internacionais tal verificou-se para recomendações de compra e de downgrade. Deste modo, existem indícios de que as recomendações provenientes de inter-mediários financeiros nacionais estão mais em linha de conta com o que seria esperado. Os resultados deste trabalho divergem um pou-co de alguma evidência internacional. Enquanto esta normalmente sugere que existem indícios de alguém ter tido acesso às recomendações, já que a rendibilidade anormal, previamente à sua divulgação, revela significado estatístico, no caso português, os indícios são mais ténues. No entanto, deve ter-se em particular atenção situa-ções em que existem recomendações de venda, bem como situações de downgrade, provenien-tes de intermediários financeiros internacionais, particularmente no último caso. Foram detecta-dos, com significado estatístico, rendimentos

anormais negativos no período que precede uma recomendação que gera downgrade. No que respeita à rendibilidade anormal acumu-lada pode dizer-se que os resultados não são imunes à proveniência das recomendações. Relativamente às recomendações provenientes de intermediários financeiros nacionais desta-que-se a rendibilidade anormal acumulada das recomendações de compra, particularmente nos dias seguintes ao evento, dando consistência à hipótese de pressão nos preços. Os demais tipos de recomendações, bem como alterações nas recomendações não geraram qualquer tipo de situação anómala. Relativamente às recomenda-ções provenientes de intermediários financeiros internacionais, verifica-se que aquelas revelam quer conteúdo informativo, quer pressão nos preços. Se no caso de recomendações de com-pra, de downgrade e de upgrade existe maior evidência das recomendações terem conteúdo informativo, isto é, o comportamento após o evento mantém-se durante os 10 dias seguintes, já perante recomendações de venda a hipótese de pressão de preços parece mais plausível já que a rendibilidade anormal negativa tende a diminuir após os primeiros dias a seguir ao evento. Finalmente, no que respeita à quantidade tran-saccionada, refira-se, que a quantidade transac-cionada é anormalmente elevada no dia da divulgação, independentemente do seu tipo e proveniência, bem como de alteração do teor da recomendação. Os resultados obtidos indicam que em média, tendo em consideração todas as recomendações, a quantidade transaccionada é sempre superior a 30%, face aos 120 dias que antecederam a janela do evento.


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DOSSIER

PRÉMIO CMVM 2006


Modigliani and Miller’s (1961) hypothesis about the irrelevance of dividend policy is not compatible with empirical evidence. This fact implies there must be additional factors that compel firms to pursue a consistent policy of paying dividends. In this paper we have exam-ined a broad range of determinants of dividend distribution proposed by financial economists throughout the years in order to reconcile the-ory with observed behaviour. The focus of the research was on the agency cost explanation of dividend policy. Under the agency approaches of dividends proposed by Laporta et al (2000), the agency argument to distribute dividends in Portugal seems to rely on the necessity to create a clientele for future equity issues. Applying Rozeff’s (1982) model to a sample of Portuguese companies we have found some evidence that supports the agency argument in the determination of dividend payout ratios. The empirical evidence is weaker than in the original model, but our results support the hy-pothesis that dividend payments reduce agency costs by decreasing the time and effort needed by outside shareholders to monitor the manage-ment of the firm.

1. INTRODUCTION One of the great puzzles in finance is to deter-mine the effects of the firm’s dividend policy on share prices. The so-called ‘dividend puz-zle’ (Black, 1976) has attracted the attention of financial economists for decades. During this period three principal schools of thought emerged. The first, led by Myron Gordon (1959), sug-gested that dividend policy is positively rele-vant to the valuation of firms. The argument is that the uncertainty associated with capital mar-kets makes investors to prefer a euro of divi-dends to a euro of capital gains. From another perspective, as long as there are efficient capital markets, Modigliani and Miller point out that if the firm does not let its dividend policy affect its investment decisions, and if we ignore taxes and transaction costs, a firm’s dividend policy should have no impact on the value of its shares. This is the base to the current main-stream in economics, which supports the hy-pothesis of irrelevance of dividend policy. The third approach has been developed by a variety of authors throughout the years (Brittain,

AN AGENCY THEORY APPROACH TO THE DETERMINANTS OF DIVIDEND POLICY: EVIDENCE FROM THE PORTUGUESE STOCK MARKET

JOSÉ FILIPE ABREU*

'The harder we look at the dividend picture, the more it seems like a puzzle,

with pieces that just don't fit together' (Black 1976, p. 5).

* Banco de Portugal and ISCTE Business School (Doctoral Student). This paper is based on part of my MSc dissertation at The University of Reading, United Kingdom. I am particularly grateful to my supervisor, Carol Padgett, as well as to Aldónio Ferreira and to Jorge Farinha and the participants of the Seminar “Ciclo Novos Investigadores”, Faculdade de Economia do Porto, May 2006, for all the helpful comments received. The analyses, opinions, findings and con-clusions in this paper are those of the author and do not necessarily represent the views of the Banco de Portugal. E-mail for correspondence: [email protected].


19642; Bernheim, 1991; Casey, Anderson, Mesak and Dickens, 1999) and supports the argument of a negative influence in the valua-tion of firms following the distribution of divi-dends, whenever dividends are taxed more heavily than capital gains. However, none of these theories was able to solve the ‘dividend puzzle’ (Black, 1976)3. They have increased the attention towards hy-potheses based on information asymmetry, namely the informational content of dividends and the agency cost explanation of dividend policy. The informational content hypothesis regards dividends as a signal, introducing new information into the market. In this paper the main focus is on the agency costs explanation of dividend distribution. This approach modi-fies two of the assumptions of the ‘Modigliani-Miller theorem’: the independence of the in-vestment policy and the absence of distinct characteristics between shareholders. Our pur-pose will be to analyse whether dividend distri-bution is a method of aligning managers’ inter-ests with those of shareholders. The objective of the empirical study is to use Rozeff’s (1982) analysis in an attempt to assess the influence of agency costs on the dividend policy of Portuguese companies. This paper consists of four sections. Section 1 is the present introduction. Section 2 develops the arguments based on information asymmetries. Section 3 describes the data and presents our empirical findings. Finally, section 4 provides conclusions.

2. THE IMPACT OF ASYMMETRIC INFORMATION ON DIVIDEND POLICY According to Easterbrook (1984, p. 651), “even if most investors are irrational most of the time, dividends would go away if their costs exceed their benefits to investors”. If that was the case, “dividends would be infrequent occurrences characterising failing or disinvesting firms.” However, this is not compatible with what we observe in practice. There must be something that motivates firms to follow a consistent pol-icy of dividend distribution, an explanation be-yond what we have discussed throughout sec-tion 1 and that allow us to reconcile theory with observed behaviour. Two of the most promising arguments to ex-plain the observed behaviour of preference for dividends are based on information asymme-tries. These arguments are the informational content of dividends and the agency cost expla-nation of dividend policy. 2.1. The Informational Content of Dividends The informational content of dividends is not a new argument. In their 1961 paper, Modigliani and Miller have already pointed out that, when a firm has adopted a policy of dividend stabili-zation with a long-term established target payout ratio, investors are likely to interpret changes in the dividend payout ratios as representing adjustments in management’s perspective of the future of the firm. The inter-pretation of Modigliani and Miller (1961, p. 430) is that “such a phenomenon would not be

2- Brittain, J. (1964); “The tax structure and corporate dividend policy”; American Economic Review, 54, 272-287.

3- See, for example, Casey et al (1999) about the 1986 Tax Reform Act in the United States (no signals of a reallocation of investor preference for dividend income versus capital gains after the introduction of a more favourable tax treatment of private investor income from dividends), Bar-Yosef and Kolodny (1976) and Crockett and Friend (1988).

AN AGENCY THEORY APPROACH TO THE DETERMINANTS OF DIVIDEND POLICY...: 37


incompatible with irrelevance to the extent that it was merely a reflection of what might be called the ‘informational content’ of divi-dends”. Therefore, the price continues to be the reflection of future earnings and growth oppor-tunities of the firm and the dividend change motivates the change of the price, despite not being its cause. Modigliani and Miller (1961) claim that price changes following dividend payout changes will be incompatible with the irrelevance hypothesis only in the case where there is no fundamental support for the price change and the change is sustainable in time. The argument of the informational content of dividends modifies the basic theoretical model by assuming the existence of asymmetric infor-mation – namely about firms’ profitability – with corporate insiders better informed than the market as a whole. Consequently, managers could use dividends to signal the true value of the firm. The basic idea is that the raising or lowering of dividends provides information that is not otherwise available from a trustable source (Crockett and Friend, 1988). Following Ross’s (1977) financial structure signalling model, we can deduce that dividends constitute a good signal because they fulfil the two necessary requirements: the signal is costly and the cost is different between firms accord-ing to their characteristics. Considering that investment and financing decisions are already settled, dividend distribution is a costly action because the money to pay dividends will have to be financed by the issuance of new shares. This requires firms to raise capital from time to time in order to maintain their optimal invest-ment and financing policies, which is a costly process. At the same time, the costs of dividend

distribution vary according to the economic health of firms. Firms that increase dividends in order to “signal” an unreal growth in future profits will face problems to keep the level of dividends distribution. Hence, in order to reach a signalling equilibrium we only have to guar-antee that managers have the incentive to give the right signal. This will depend on the adop-tion by the firm of good practices of corporate governance about management remuneration, namely to allow top managers to receive a size-able fraction of their compensation in the form of stock-related pay arrangements. Empirically, studies focusing on the stock price effects of dividend change announcements (Benesh et al, 1984; Denis et al, 1994) have found strong effects with dividend initiations and omissions, supporting the dividend signal-ling hypothesis. A criticism to this kind of stud-ies, as stated by Mougoué and Rao (2003), is that we should test the relationship between dividend changes and earning changes. Watts (1973) finds no support for the informational content of dividends hypothesis using a regres-sion of future earnings on current and previous year’s dividends and earnings. According to Easterbrook (1984), the argument of the informational content of dividends is un-clear regarding what dividends really signal and uncertain regarding whether dividends are bet-ter signals than apparently cheaper methods. Easterbrook gives the example of a growing and profitable firm that retains its earnings be-cause internal financing is cheaper than paying dividends and issuing new shares. Another ex-ample is the case of rationality in the distribu-tion of dividends for poorly managed firms when such firms opt to disinvest.


About the alternatives to dividend distribution, the firm could disclose information about the future perspectives, information which should be subject to the approval of outsiders like audi-tors. The problem of the informational content of dividends hypothesis is that “dividends have not been shown to be an efficient signal com-petitive with other technologies for conveying credible private information to the mar-ket” (Ambarish et al, 1987, p. 322). 2.2. An Agency Cost Explanation of Dividend Policy In their pioneering work of 1976, Jensen and Meckling have demonstrated how the principal-agent framework accounted for some apparent departures from the standard economic theory of the firm. Agency costs arise with the separa-tion of ownership and control of the firm be-cause managers (the agent) and shareholders (the principal) have different objectives. Jensen and Meckling (1976) define agency costs as the sum of the monitoring expenditures by the prin-cipal, the bonding expenditures by the agent and a residual loss. This residual loss results from the divergence between the agent deci-sions and those intended by the principal that persists after the monitoring process. The purpose of this section is to analyse whether dividend distribution is a method of aligning managers’ interests with those of shareholders. Laporta et al (2000) state that the agency ap-proach modifies two of the assumptions of the ‘Modigliani-Miller theorem’: the independence

of the investment policy and the absence of dis-tinct characteristics between shareholders. Considering that one of the objectives of divi-dend distribution is to limit the investment – or the availability to invest – in unprofitable pro-jects, the investment policy of the firm is no longer independent of its dividend policy. Since retained profits can be used by shareholders with a role in management (insider sharehold-ers) to invest in unprofitable projects, outsider shareholders will “have a preference for divi-dends over retained earnings” (Laporta et al, 2000, p.2). In terms of shareholders’ characteristics, differ-ent shareholders have different capabilities to influence the policies of the firm. Specifically insider shareholders may get preferential treat-ment in the allocation of firm’s profits. Accord-ing to Laporta et al (2000), insiders may get this preferential treatment through asset diver-sion, transfer prices, and theft, or through in-vestment strategies that provide them personal benefits of control. Laporta et al (2000) use differences across countries in the legal system of shareholders’ protection to examine the agency approach to dividend policy. The authors advance two alter-native agency explanations of dividends: the outcome model and the substitute model. Dividends can be seen as an outcome of legal protection of shareholders. In this case, inves-tors in good legal protection countries use their legal powers to extract dividends from firms, especially when reinvestment opportunities are poor. Therefore the ‘outcome model’ predicts that dividend distribution will be positively



correlated with the level of investor protection. Additionally, in countries with strong legal sys-tems, slow-growth firms will have higher divi-dend payout ratios than high-growth firms be-cause investors know that they will be able to extract high dividends from high-growth firms when their investments pay off. The basic idea of this model is that investors, by extracting dividends from firms, are able to reduce the cash flow at managers’ disposal. This concept of cash flow available to managers was firstly developed by Jensen (1986)4. The second perspective addressed by Laporta et al (2000) consists in approaching dividends as a substitute for legal protection of shareholders. Since firms will have to come to capital mar-kets for funds, they have to create a reputation for good treatment of shareholders. This reputa-tion will be more valuable in countries with weak legal protection of shareholders. There-fore the ‘substitute model’ predicts that divi-dend distribution will be negatively correlated with the level of investor protection. According to this theory, followed by Easter-brook (1984) and Rozeff (1982) for example, the distribution of dividends results from the management’s will to create a clientele for fu-ture equity issues. Easterbrook (1984) points out the free rider problem in managers’ monitoring process be-cause monitoring is costly and it is also a public good, meaning that after performing it the monitor-shareholder cannot restrict its use by other shareholders. Easterbrook (1984) asserts

that if the firm has a consistent policy of paying dividends, the firm will have to be constantly in the market for new capital, either issuing new shares or issuing new debt. The advantage of keeping firms in the market for capital is that new investors are better monitors of managers than existing investors. Whereas existing inves-tors can influence the manager’s action only by voting (with a free rider problem) or by selling, when the firm issues new capital (debt or eq-uity) the purchasers will have access to up-to-date information about the firm and will dis-count in the price any agency costs of manage-ment. Laporta et al (2000, p. 27) worked with a cross section sample of 4000 firms from 33 countries with different levels of minority shareholders protection systems and have found “consistent support for the outcome agency model of divi-dends”. These data are consistent with the con-clusion that dividend distribution is better ex-plained by shareholders capability to extract money from the firm than by the necessity man-agers have to create a good reputation. How-ever, this is not the Portuguese case, since Por-tugal is characterised in the Laporta et al (2000) study as a country with weak legal protection of minority shareholders. One of the earliest empirical studies combining dividend policy with agency problems between managers and shareholders was developed by Rozeff. In his 1982 paper, Rozeff suggested that dividend payout ratios are primarily influ-enced by three factors: the investment policy, the operational and financial leverage and the agency costs.

4- According to Jensen (1986), the conflicts of interest between shareholders and managers about payout policies are especially severe when the firm gener-ates substantial free cash flow. Jensen (1986, p. 323) defines free cash flow as “cash flow in excess of that required to fund all projects that have positive net present values when discounted at the relevant cost of capital”. Therefore, with dividend distribution, managers have less resources under control and the fact that “capital markets punish dividend cuts with large stock price reductions is consistent with the agency costs of free cash flow” (Jensen, 1986, p. 324).


Rozeff (1982) supports the view that invest-ment policy influences dividend policy through the transaction costs of external finance. Firms establish lower dividend payout ratios when they are experiencing or anticipate experiencing a growth in sales revenue, because this growth requires higher investment expenditures and external finance is costly. A second argument is that the financial con-straints imposed by higher operational and fi-nancial leverage also contribute to increase transaction costs of paying dividends. These two arguments for restricting the divi-dend payout are balanced by the positive contri-bution of dividend distribution in the reduction of agency costs. Rozeff (1982) assumes that shareholders recognize that the company is fi-nancing dividends distribution with new and costly share issues. These new issues reduce agency costs because they convey information. According to Rozeff (1982) this new informa-tion results from the ability of existing share-holders to observe the terms on which new funds are raised and from the information re-quired by new suppliers of funds. The alterna-tive to this process will be a direct supply of ‘equivalent’ information by the management to current shareholders, but “(…) these alternative means may not be nearly as convincing and effective as the information provided by the process of paying dividends and then retrieving these funds through market offerings” (Rozeff, 1997, p. 457). Since increased dividends lower agency costs but raise transaction costs of external financing, Rozeff (1982) hypothesises that the optimal

dividend payout will be the one that minimizes the sum of these two costs. In the next section we apply Rozeff’s model to a sample of Portu-guese companies. 3. EMPIRICAL STUDY 3.1. Data and Sample This paper aims to assess the influence agency costs play on the dividend policy of Portuguese companies. With the purpose of attaining this objective we have reformulated the model de-veloped by Rozeff (1982) in order to apply it to the Portuguese reality. The base for the selection of our sample was the list of Issuers of Listed Securities Admitted to Trading on a Regulated Market or on the Unlisted Market from the Portuguese Securities Market Commission. Within this list only 25 firms had a consistent policy of dividends dis-tribution during the period analysed. Our con-cept of consistent policy was the distribution of dividends in at least four of the five years cov-ered by the study. From this selection, we have excluded three companies whose shares were not actively traded during the period of analy-sis. We therefore end up with a sample of 22 companies with data for the period 1999-2003, in a total of 110 observations. The selection of the time period for the study was determined by the availability of data. Table 1 provides the list of firms included in the sample. All the data, excluding the information for the beta coefficient, were collected from the annual reports of each company. The information for the beta coefficient was obtained from Data-stream database.



3.2. The Variables Rozeff (1982) suggests that dividend payout ratios are primarily influenced by transaction costs of external finance (related with the in-vestment policy of the firm and its operational and financial leverage) and agency costs. Therefore, by using the dividend payout ratio as dependent variable, we end up using two sets of independent variables: one to measure the transaction costs effect and the other to measure the agency costs effect. 3.2.1. The Dependent Variable The dependent variable of the study is the firm’s target dividend pay-out ratio5. This ratio is measured as the arithmetic average of each firm’s dividend payout ratio for a given period of time. In his study, Rozeff (1982) used a

seven-year averaging period. Unfortunately, due to the scarcity of data we are constrained to use a two-year averaging period. This alterna-tive conception of the dependent variable was tested by Dempsey and Laber (1992, p. 320), with results showing “to be robust with respect to the horizon over which average payouts are computed”6. The variable was constructed by adding separately dividends and earnings for the two years, taking then the ratio of these sums, being dividends the annual equity divi-dend and earnings the net profit after taxes. 3.2.2. Variables Used to Measure the Transaction Costs Effect To measure the transaction costs of financing required by external issues, we used the same three variables applied by Rozeff (1982): the realized growth rate of firm’s revenues, the

Table 1. List of companies included in the sample

Firm Code SectorBanco BPI, S.A. BPI BankingBanco Comercial Português, SA BCP BankingBanco Espírito Santo, SA BES BankingBanif - SGPS, S.A. BANIF BankingBrisa - Auto Estradas de Portugal, SA BRISA RailRoad exploration Cimpor - Cimentos de Portugal, SGPS, SA CIMPOR Cement productionCIN - Corporação Industrial do Norte, SA CIN Chemichals Cofina - SGPS, SA COFINA ConglomerateComp. Industrial Resinas Sintéticas - Cires, SA CIRES ChemichalsEDP - Electricidade de Portugal, SA EDP ElectricityFinibanco Holding - SGPS, SA FINIBANCO BankingIbersol - SGPS, SA IBERSOL Restaurants/CateringMota-Engil, SGPS, S.A. MOTA-ENGIL ConstructionPT - Portugal Telecom, S.A. PT TelecommunicationsPortucel - Empresa Produtora de Pasta e Papel, S.A. PORTUCEL PaperSAG Gest - Soluções Automóvel Globais, SGPS, SA SAG Auto distributionSalvador Caetano - Indust. Metal. Veículos Transp., SA SC Auto distributionSemapa - Sociedade Investimento e Gestão, SGPS, SA SEMAPA Cement productionSociedade Comercial Orey Antunes, SA OREY TransportationSomague - SGPS, SA SOMAGUE ConstructionSonae - SGPS, SA SONAE ConglomerateTeixeira Duarte - Engenharia e Construções, SA TD Construction

5- One possible improvement to Rozeff’s methodology would be the use of a dividend-to-cashflow ratio, since it has a natural economic meaning – “the ratio of cash distributed to cash generated in a period” (Laporta et al, 2000, p. 11) – while using earnings as reference creates a potential problem of easy manipula-tion by accounting practices. 6- There was a slight decline in the goodness of fit (R2) on Dempsey and Laber (1992)’s model with the two-year payout definition, but all the variables re-mained significant and with the expected signals. Therefore we consider this should not limit the interpretation of the results of our model.

Table 1. List of companies included in the sample


forecasted growth rate of sales revenue and the beta coefficient. The reason why Rozeff (1982) used both the realized and forecasted growth rate of sales was to capture the investment necessities of the firm. The idea is that the firm will tend to retain funds in order to avoid external financing when it is experiencing or expects to experience a rapid growth rate of sales. Hence, like in Rozeff (1982), it was hypothesised that the dividend payout ratio was negatively related to both past growth of revenues and predicted future growth of revenues of the firm. The realized growth rate of firm’s revenues is calculated as the an-nual growth rate of sales. We used the annual-ised growth rate of sales during the previous two years to forecast the expected growth rate of sales. Transaction costs are also directly related to the firm’s risk – the firm’s operating and financial leverage. According to Rozeff (1982), if a firm has relatively high operating and financial lev-erage, ceteris paribus, the volatility of its cash flows is increased, enhancing the dependence on external financing. Moreover, Rozeff (1982, p. 254) considers the firm’s beta coefficient as “a natural surrogate for operating and finan-cial leverage”. Therefore, it was hypothesized that the dividend payout ratio was negatively related to the beta coefficient. The firm’s beta coefficient is the covariance of its stock return with the market return divided by the variance of the market return. The information for this variable in 2003 was collected from Datastream database, and we have extended these values to the previous years7.

3.2.3. Variables Used to Measure the Agency Costs Effect To measure the agency costs effect, Rozeff (1982) has used the number of common share-holders and the percentage of stock held by in-siders. With the number of common shareholders we want to introduce the effect of the dispersion of ownership in our analysis. A positive relation-ship between the number of outside common shareholders and the dividend pay-out ratio was hypothesised because as the number of com-mon shareholders increases, the need for moni-toring also increases making the agency prob-lems more severe. Inversely, when outside ownership is concentrated in few shareholders, they may influence insider behaviour more eas-ily. We have used the annual average of the daily number of shares traded as a proxy for the ownership dispersion. To correct for scale ef-fects we have used the natural logarithm of this variable in the model. The other variable used to measure the agency costs effect is the percentage of stock held by insiders. It is assumed that if a larger percentage of common stocks is in the hands of insiders, there will be less influence of outsiders. In such case management will tend to increase their own benefits (e.g., increase directors fees, em-ployees’ salaries and bonus, etc) rather than pay dividends. Therefore, it was hypothesized that the dividend payout ratio was negatively related with the percentage of common stock held by insiders. In the model we define insiders as shareholders with qualified participations in the

7- This constraint should not significantly limit our statistical inference since it is accepted within the ‘financial community’ that “betas tend to be reasonably stable over five yearly periods” (Bradfield, 2003, p. 50).



company8. In Portugal, participations of more than 2% are considered as qualified and there-fore must be publicised in the annual reports. As an attempt to improve Rozeff’s (1982) model, we have introduced a third variable to measure the agency costs effect in the definition of dividend payout ratios. The new variable was a Dummy about corporate governance. The spe-cific agency problem discussed in this work is about the relationship between managers and shareholders. The basic question is how to align managers’ interests with the ones from share-holders. A relevant means to attain this objec-tive is the system of management remuneration. Therefore, we drew the dummy variable ac-cording to the adoption by the firm of good practices of corporate governance about man-agement remuneration. The idea is to allow top managers to have substantial stock holdings and receive a sizeable fraction of their total

compensation in the form of stock options and other stock-related pay arrangements. The fair-ness in this system should be granted by an in-dependent remuneration committee. With the implementation of this system, managers should have a perspective of the firm closer to the one from the shareholders, reducing related agency costs. Therefore the Dummy variable assumed the value of 1 when the firm has adopted all these measures of corporate govern-ance. Since these measures reduce the necessity to distribute dividends from an agency theory perspective, it was hypothesized a negative co-efficient associated with the corporate govern-ance dummy. Table 2 provides the variables in the regression model, abbreviations and the hypothesised signs of the regression coefficients and equation (I) the starting model. Descriptive statistics are presented in Table 2.

8- As used in CMVM (2007).

Table 2. Variables in the Regression Model and Hypothesised Signs

Variable Definition Abbreviation Hypothesised Sign

2-years Average Payout Ratio, the dependent variable DPOR n.a.Intercept term in the regression CONS noneAnnual growth rate of sales DSALES -Forecasted growth rate of sales DEXPECT -Beta coefficient BETA -Natural logarithm of the annual average of the daily number of shares traded LOGSHARES +Percentage of common stock held by insiders INSIDERS -Dummy for Corporate Governance CGDUMMY -

titititititititi C G D u m m yI n s id e r sLo g S h a r esB E T AD E x p ectD S a lesCo n s tD P O R ,,6,5,4,3,2,1, εββββββ +++++++=

(I)

Table 2. Variables in the regression model and hypothesised signs


3.3. Estimation and Discussion All models were estimated under random effects. Table 4 shows the results after

estimating the regression model over different sets of independent variables.

Table 3. Summary of descriptive statistics

Mean Std Min Q1 Med Q3 Max

DPOR 0.4354 0.1969 0.0000 0.2932 0.4015 0.5976 0.8444

DSALES 0.1271 0.1908 -0.1614 0.0234 0.0947 0.1575 0.9412

DEXPECT 0.1317 0.1602 -0.1614 0.0304 0.1112 0.1803 0.8360

BETA 0.7020 0.4945 0.1300 0.3770 0.5700 0.8490 2.1490

LOGSHARES 11.5551 2.6488 5.9915 9.6572 11.5785 13.6961 15.6269

INSIDERS 0.6668 0.1655 0.2375 0.5717 0.6843 0.8036 0.9595

CGDUMMY 0.3818 0.4925 0.0000 0.0000 0.0000 1.0000 1.0000

Variable(Sample, n=110)

Table 3. Estimated Regressions of Dividend Payout on Independent Variables(p-values between brackets)

CONST DSALES DEXPECT BETA LOGSHARES INSIDERS CGDUMMY R2 Wald Test

(I) 0.1462 0.0901 0.0448 -0.1360 0.0260 0.1178 -0.0314 0.2270 9.99

(0.540) (0.424) (0.755) (0.086) (0.043) (0.516) (0.438) (0.125)

(II) 0.1437 0.1192 -0.1328 0.0260 0.1219 -0.0309 0.2264 10.24

(0.541) (0.066) (0.082) (0.039) (0.498) (0.442) (0.069)

(III) 0.2853 0.1129 -0.1451 0.0215 -0.0290 0.2032 9.60

(0.018) (0.076) (0.053) (0.054) (0.467) (0.048)

(IV) 0.2887 0.1186 -0.1496 0.0205 0.2132 9.42

(0.015) (0.061) (0.040) (0.058) (0.024)

There was a high correlation coefficient be-tween the two growth of sales variables in this model. This is due to the construction of the variable forecasted growth rate of sales. There-fore we have dropped this variable from the model. In equation (II), the variable DSALES was sta-tistically significant at a significance level of 10% but the coefficient associated with the variable did not have the hypothesized signal. In fact there seems to be a positive relationship between the target dividend payout ratio and the

annual growth rate of sales. These results are partially in agreement with the findings from Laporta et al (2000). In their study, the authors have identified a positive relationship between the dividend-to-earnings ratio and the invest-ment opportunities in Portuguese companies (Laporta et al, 2000, p. 25), using as a proxy for investment opportunities the rate of growth in sales. At the same time, Laporta et al (2000, p. 14) characterise Portugal as a civil law country with weak legal protection of minority share-holders. Therefore the conclusion from Laporta et al (2000, p. 23) that the results “consistently


Table 3. Summary of descriptive statistics

Table 4. Estimated regressions of dividend payout on independent variables


show that more rapidly growing firms pay lower dividends in common law, but not in civil law countries” holds for Portugal. Although both models, the outcome and the substitute, predict a possible positive relation-ship between dividend payouts and investment opportunities for countries with weak legal pro-tection of minority shareholders, we argue that the predictions of the substitute model of La-porta et al (2000) – where insiders interested in issuing equity in the future pay dividends to establish a reputation for decent treatment of minority shareholders – suit better the Portu-guese case. This is so because Portugal has a level of dividend payout ratio higher than the average of common law countries. Laporta et al (2000) sample was build up with data from 1994 and, at that time, the median dividend payout ratio in Portugal was already slightly superior to the median from common law coun-tries (38% and 37%, respectively). In the sam-ple used in this study, the median dividend pay-out ratio in Portugal has increased to 40%. In order to argue that Portugal has higher dividend payout ratios, we need to obtain the median for common law countries in the time period con-sidered in our sample. However, based on the evidence available we understand Portugal can-not be considered to have lower dividend pay-out ratios than common law countries as pre-dicted by the outcome model. Therefore, under the agency approaches of dividends proposed by Laporta et al (2000), the agency reason to distribute dividends in Portugal seems to be the necessity to create a clientele for future equity issues. In equation (II), the variables INSIDERS and CGDUMMY continue to be statistically

insignificants. After analysing the p-values, we have decided to remove the variable INSIDERS from the model. We argue that the reasons for the statistical insignificance of the variable IN-SIDERS are related with the level and the com-position of insider-shareholders in Portuguese companies. As stated by Laporta et al (2000, p. 3) the meaning of ‘insiders’ varies from country to country. Whereas in countries like the United States and the United Kingdom ownership in large corporations is relatively dispersed, pro-viding managers with deeper control over com-panies, “(…) in most other countries, large firms typically have shareholders that own a significant fraction of equity, such as the found-ing families”. This is also a characteristic of Portuguese companies, where managers often come from the controlling family. Therefore, agency problems between managers and con-trolling shareholders are not very relevant. This fact in connection with the high percentage of common stock held by insiders (an average of 66% in our sample) helps to explain the statisti-cal irrelevance of the variable INSIDERS, since a variation at this high level of control will not have remarkable influence in terms of agency costs between shareholders and managers. Running equation (III), with the omission of the variables DEXPECT and INSIDERS, the vari-able CGDUMMY was still statistically insig-nificant. The information scarcity has restrained the construction of this variable. To improve a variable of this type we will need explicit infor-mation about the way managers’ remuneration is settled. In our data, we only have information on whether the remuneration has a variable component or not, and if it is settled by an inde-pendent committee. Therefore we have re-moved the variable CGDUMMY from the model and estimated our final equation (IV):

titititititi LogSharesBETADSalesConstDPOR ,,3,2,1,, τϕϕϕ ++++= (IV)


Running equation (IV), with the omission of the variables DEXPECT, INSIDERS and CGDUMMY, all the remaining variables are statistically significant and there are no major modifications in the regression coefficients. The constant term and the beta coefficient are significant at a 5% level and the rate of growth in sales and the logarithm of the annual average of the daily number of shares traded are signifi-cant at a 6% level. We can interpret the coeffi-cient estimate of nearly 30% as the starting level of dividend payout ratio, not explainable by transaction costs or agency costs effects. Although the effective dividend payout ratio of each firm will suffer the influence of these ef-fects, we can conclude that neither transaction costs nor agency costs effects explain why firms start to pay dividends. The goodness of fit of this model is relatively strong for cross-sectional time series, meaning that 21,32% of the variance of dividend payout ratios is ex-plained by the regression. From these results we conclude that Portuguese firms have a “starting” dividend payout ratio of about 30% that is not explainable by the factors included in the model. Their effective payout ratio will depend on investment opportunities, leverage of the firm and dispersion of share-holders. When the firms are growing they will tend to increase their dividend payout ratio as predicted in the substitute model of Laporta et al (2000). They seem to have the same reaction with the enlargement of shareholders’ disper-sion as expected by the agency theory. How-ever, the Portuguese companies will constrain their payout ratios when they suffer increases in operational or financial leverage due to high transaction costs in new shares issuances.

Therefore, our results present partial evidence in support of the agency effects in the determi-nation of dividend payout ratios. The dispersion of shareholders seems to be an important vari-able in setting the dividend policy. However the same policy does not seem to be affected by variations in the percentage of common stock held by insiders. 4. CONCLUSIONS 4.1. Limitations and future developments of the present study As stated by Laporta et al (2000, p.5), “the pre-dictions of these models that we test are neces-sarily limited by the fact that we do not look at all the financing and payout choices simultane-ously”. The main issue in this statement is the consideration of share repurchases as an alter-native to dividends or as a complement to divi-dends. Another issue, raised by Jensen (1986), regards the possibility of using debt as a substi-tute for dividends. However, both these issues go beyond the objectives of this work and should be addressed in future research. The Rozeff’s model can be improved with the incorporation of variables to capture the effect of Corporate Governance measures. Our at-tempt with the dummy for corporate govern-ance did not work due to the insufficient infor-mation available. Information scarcity was, in fact, the biggest restriction we have faced whilst developing this analysis. However, since 2001, there were some improvements in the legislation about informa-tion disclosure by public traded companies in



Portugal. Therefore, it is expected that further research in this area will be able to deliver stronger empirical results. 4.2. Final remarks In this paper we have analysed a broad range of determinants of dividend distribution proposed by financial economists throughout the years in an attempt to reconcile theory with observed behaviour. The focus of the research was on the agency cost explanation of dividend policy. By applying Rozeff’s (1982, p. 249) model to the Portuguese stock market we have found some evidence that supports the agency argu-ment. The empirical evidence is weaker than in the original model, but we have reached the same main conclusion according to which “increased dividends lower agency costs but raise the transaction costs of external financ-

ing”. Therefore we found evidence supporting the argument that dividend payments decrease the time and the effort needed by outside share-holders to monitor the management of the firm. Although the effective dividend payout ratio of each firm will be influenced by the agency costs effect, the reason why Portuguese firms start paying dividends seems to be independent from the arguments included in the model since there is a starting level of dividend payout not explainable by transaction costs or the agency costs effect. We reach the conclusion that management should adopt a target payout that – on the basis of its future capital requirements – is suffi-ciently low to minimize its reliance on external equity and – from the viewpoint of agency rela-tionships – is sufficiently high to reduce moni-toring costs by shareholders.


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1. INTRODUÇÃO Warren Buffett é provavelmente a face mais visível do sucesso das estratégias de investi-mento em valor. Porém, Buffett, dono da maior fortuna do mundo, segundo a última lista de multimilionários publicada pela revista "Forbes", acumulou 36 mil milhões de euros seguindo os ensinamentos de investimento em valor de Benjamin Graham. Buffett estudou e trabalhou sobre as instruções de Graham, pro-fessor na Universidade de Colúmbia e sócio da sociedade de investimento Graham-Newman. Por ter sido o primeiro, Graham é muitas vezes referenciado como "pai do investimento em valor" ou "pai da análise moderna de títulos". Desde Graham e Dodd (1934) que o investi-mento em valor é apontado como capaz de gerar desempenhos accionistas superiores. O investimento em valor (value investing, na ter-minologia inglesa) concentra-se na aquisição (alienação) de acções quando o seu preço é bai-xo (alto) em relação a uma referência, tradicio-nalmente uma variável contabilística, v.g. os lucros, o fluxo de caixa, as vendas ou os divi-dendos. Este tipo de investimento assume que, enquanto o "verdadeiro" valor das acções é mensurável e estável, o preço de mercado des-sas acções flutua excessivamente em resultado do sobre-optimismo e do sobre-pessimismo e da especulação de curto prazo, entre outros factores. O investimento em valor é classificado

como o oposto do investimento em crescimento (growth ou glamour investing), no qual as acções são compradas (vendidas) quando o pre-ço está alto (baixo) em relação às mesmas refe-rências. Embora não seja um conceito novo, a separação entre investimento em valor e investimento em crescimento mantém-se na actual gestão de activos. Várias gestoras concentram-se numa só área ou vincam uma separação nos seus produ-tos financeiros. É o caso, por exemplo, da BPI Gestão de Activos em Portugal (BPI Europa Valor versus BPI Europa Crescimento) e, a nível internacional, do Deutsche Bank (DB Pla-tinum IV Euro Value versus DB Platinum IV Euro Growth). Além disso, como se verá adian-te, continua a haver evidência empírica que as estratégias centradas no investimento em valor continuam a produzir desempenhos elevados. Num cenário de grande incerteza e turbulência nos mercados financeiros, fruto essencialmente da crise do crédito hipotecário nos Estados Uni-dos da América, e após cinco anos de subida quase constante dos índices accionistas em todo o mundo, é importante para a indústria da ges-tão de activos relembrar a capacidade das estra-tégias de investimento em valor de gerarem rendibilidades superiores quer em relação aos demais modelos quer em relação ao mercado em geral.

INVESTIR EM VALOR: O SUCESSO DAS ESTRATÉGIAS QUE UTILIZAM O EFEITO BOOK-TO-MARKET

DAVID ALMAS* E JOÃO DUQUE *

*- Universidade Técnica de Lisboa - Instituto Superior de Economia e Gestão


Uma das estratégias de valor referenciada no mundo académico como sendo capaz de produ-zir resultados mais elevados é a que usa o efeito book-to-market (B/M). O rácio B/M é calculado dividindo o valor contabilístico do capital da sociedade emitente, pelo valor de mercado (número de acções vezes preço de mercado) desse capital. Segundo várias investigações ela-boradas, uma carteira composta por acções de empresas que apresentam rácios B/M elevados tem um desempenho superior quer em relação à carteira composta por sociedades de rácios B/M reduzidos quer em relação ao mercado. O presente artigo pretende reflectir sobre os resultados obtidos pelos principais estudos publicados sobre as estratégias de valor basea-das no efeito book-to-market e das variantes que daí surgiram, avaliando até que ponto esses modelos se têm mostrado, de facto, superiores. 2. EFEITO BOOK-TO-MARKET Desde Graham e Dodd (1934) que os profissio-nais de investimento apregoam que o rácio B/M é útil na selecção de acções. Por exemplo, os rácios de estratégias de valor, como o B/M, são a base dos modelos de investimento em estraté-gias contrárias desenvolvidas por David Dre-man, fundador e presidente da Dreman Value Management (Dreman, 1977). Contudo, o rácio B/M só entra definitivamente no universo aca-démico quando Dennis Stattman, actualmente gestor da sociedade BlackRock Merrill Lynch Investment Managers, publica a sua tese de

mestrado na Universidade de Chicago. Stattman (1980) mostrou que a rendibilidade média das acções dos Estados Unidos são positivamente relacionadas com o rácio B/M. Cinco anos depois, Rosenberg, Reid e Lanstein (1985) aprofundam e alargam o âmbito das con-clusões de Stattman. Porém, só seis anos volvi-dos é que foi testado o efeito B/M num merca-do fora dos Estados Unidos da América: Chan, Hamao e Lakonishok (1991) provam que o rácio B/M têm um papel determinante na expli-cação da rendibilidade média das acções japo-nesas. Eugene Fama e Kenneth French assinaram em 1992 o trabalho mais referenciado na área do investimento em valor onde demonstram haver uma relação monotónica positiva entre a rendi-bilidade das acções norte-americanas e o seu rácio B/M entre 1963 e 1990 (Quadro 1). Porém, os autores não conseguiram explicar a razão para esta relação: “It is possible that, by chance, size and book-to-market equity happen to describe the cross-section of average returns in our sample, but they were and are unrelated to expected returns. We put little weight on this possibility, especially for book-to-market equity. First, although BE/ME has long been touted as a measure of the return prospects of stocks, there is no evidence that its explanatory power deteriorates through time. (...) Second, our preliminary work on economic fundamen-tals suggests that high-BE/ME tend to be per-sistently poor earners relative to low-BE/ME firms”, Fama e French (1992).


Seguindo a teoria de avaliação de activos, Fama e French (1992) afirmam que o rácio B/M é uma variável que captura o risco financeiro. Nesse âmbito, as rendibilidades superiores das acções das empresas que apresentam rácios ele-vados são uma compensação justa pelo risco, pelo que não há razões para o mercado não ser considerado eficiente. Esta interpretação é apoiada por uma forte relação entre B/M e várias medidas financeiras de risco, como indi-cadores de alavancagem (algo confirmado tam-bém por Chen e Zhang, 1998). Contudo, ao mostrar que o risco de falência não está relacio-nado com rendibilidades futuras, Dichev (1998) refuta a explicação do risco financeiro para o efeito B/M.

Ao contrário de Fama e French (1992) e dos seus seguidores, Lakonishok, Shleifer e Vishny (1994) argumentam que a diferença entre a ren-dibilidade das acções de elevado e de reduzido B/M se deve a uma ineficiência de mercado. De acordo com a investigação dos autores, as empresas de B/M elevado são "esquecidas" pelos investidores, uma vez que as baixas rendi-bilidades conduziram à formação de expectati-vas negativas sobre desempenhos futuros. La Porta et al. (1997) e Skinner e Sloan (2002) provaram que os participantes do mercado subestimam (sobrestimam) os resultados futu-ros das empresas que têm acções de elevado (reduzido) rácio B/M e que as reacções dos pre-ços das acções de B/M extremos ao anúncios de resultados são consistentes com a correcção das expectativas sistematicamente enviesadas.

Quadro 1 Rendibilidade média mensal das acções dos EUA

(Julho de 1963 a Dezembro de 1990) No final de cada ano t-1 são formadas 12 carteiras com base nos valores ordenados do rácio B/M. As carteiras de 2 a 9 cobrem oito dos dez decis da amostra ordenada pelo rácio B/M. As 2 carteiras inferiores e superiores (1A, 1B, 10A e 10B) dividem ao meio os decis inferior e superior. O desempenho das carteiras, formadas por acções com igual peso, é medido de Julho de t até Junho de t+1.

Carteira Rendibilidade 1A 0,30% 1B 0,67% 2 0,87% 3 0,97% 4 1,04% 5 1,17% 6 1,30% 7 1,44% 8 1,50% 9 1,59%

10A 1,92% 10B 1,83%

Fonte: adaptado de Fama e French (1992).

INVESTIR EM VALOR: O SUCESSO DAS ESTRATÉGIAS QUE UTILIZAM O EFEITO BOOK-TO-MARKET : 53


Contudo, se há uma ineficiência temporária associada ao efeito B/M em resultado dessas expectativas enviesadas, porque é que os explo-radores de oportunidades de arbitragem o não fazem, corrigindo, pela sua acção, os preços das acções? Shleifer e Vishny (1997) defendem que a arbitragem é cara e que não há uma correcção imediata se os custos de arbitragem excederem os benefícios dessa operação. Eles mostram que o risco, originado pela volatilidade das rendibi-lidades de arbitragem, reduz a actividade dos que se dedicam à actividade de arbitragem. Ali, Hwangb e Trombley (2003) confirmam-no ao evidenciarem que o efeito B/M é mais pronun-ciado nas acções com elevada volatilidade e custos de transacção superiores, o que é consis-tente com a explicação de ineficiência de mer-cado a partir desta anomalia.

Seis anos depois do primeiro trabalho sobre investimento em valor, Fama e French voltaram a estudar o rácio B/M. Em Fama e French (1998) apresentam-se os resultados do estudo do desempenho de carteiras formadas de acordo com o rácio B/M para 13 mercados internacio-nais: Estados Unidos da América, Japão, Reino Unido, França, Alemanha, Itália, Holanda, Bél-gica, Suíça, Suécia, Austrália, Hong-Kong e Singapura (Quadro 2). “Value stocks have higher returns than growth stocks in markets around the world. For the period 1975 through 1995, the difference between the average returns on global portfolios of high and low book-to-market stocks is 7.68 percent per year, and value stocks outperform growth stocks in twelve of thirteen major markets”, Fama e French (1998).


Quadro 2 Diferencial de Rendibilidade sobre Bilhetes do Tesouro dos EUA de 1975 a 1990

HB/M (LB/M) representam as carteiras formadas com as acções das empresas com elevadas (H) / baixas (L) rácios B/M, definidos como estando no percentil 30 superior ou inferior da amostra ordenada pelo raio em aná-lise em determinado país. As rendibilidades são ponderadas pela capitalização bolsista em cada país. H-LB/M é diferença entre a rendibilidade do HB/M e LB/M. Entre parêntesis encontra-se o desvio-padrão e entre parênte-sis rectos a estatísticas t para teste da hipótese de H-LB/M ser diferente de zero.

Mercado HB/M LB/M H-LB/M

EUA 9,57% (14,54)

14,55% (16,92)

7,75% (15,79)

6,79% [2,17]

Japão 11,88% (28,67)

16,91% (27,74)

7,06% (30,49)

9,85% [3,49]

Reino Unido 15,33% (28,62)

17,87% (30,03)

13,25% (27,94)

4,62% [1,08]

França 11,26% (32,35)

17,10% (36,60)

9,46% (30,88)

7,64% [2,08]

Alemanha 9,88% (31,36)

12,77% (30,35)

10,01% (32,75)

2,75% [0,92]

Itália 8,11% (43,77)

5,45% (35,53)

11,44% (50,65)

-5,99% [-0,91]

Holanda 13,30% (18,81)

15,77% (33,07)

13,47% (21,01)

2,30% [0,44]

Bélgica 12,62% (25,88)

14,90% (28,62)

10,51% (27,63)

4,39% [1,99]

Suíça 11,07% (27,21)

13,84% (30,00)

10,34% (28,57)

3,49% [0,80]

Suécia 12,44% (24,91)

20,61% (38,31)

12,59% (26,26)

8,02% [1,16]

Austrália 8,92% (26,31)

17,62% (31,03)

5,30% (27,32)

12,32% [2,41]

Hong-Kong 22,52% (41,96)

26,51% (48,68)

19,35% (40,21)

7,16% [1,35]

Singapura 13,31% (27,29)

21,63% (36,89)

11,96% (27,71)

9,67% [2,36]

Fonte: adaptado de Fama e French (1998).



3. ESTRATÉGIAS MODIFICADAS DO EFEITO BOOK-TO-MARKET Vários estudos indicam que os investidores podem beneficiar se negociarem acções tendo por base os sinais do desempenho financeiro das empresas. Estas estratégias tentam obter rendibilidades superiores usando a incapacidade do mercado em processar totalmente as impli-cações de sinais financeiros específicos. Entre esses modelos estão as correcções após o anún-cio de resultados (Foster, Olsen e Shevlin, 1984, e Bernard e Thomas, 1989 e 1990), as ofertas públicas de venda sazonais (Loughran e Ritter, 1995), as recompras de acções (Ikenberry, Lakonishok e Vermaelen, 1995), os accruals (Sloan, 1996) e as reduções e omis-sões de dividendos (Michaely, Thaler e Womack, 1995). Quer Joseph Piotroski quer Eli Bartov e Myungsun Kim estudaram estratégias modifica-das do efeito B/M, procurando excluir um sub-grupo de empresas para as quais o sinal dado pelo rácio B/M seria, provavelmente, ruído. Piotroski (2000) mostrou que a rendibilidade alcançada no investimento em empresas de B/M elevado podia ser incrementado substancial-mente através da selecção de acções de empre-sas financeiramente saudáveis. Ele desenvolveu uma medida que resulta da soma de nove sinais binários, agrupados em três áreas da condição financeira da empresa. O modelo de Bartov e Kim (2004) combina a estratégia de B/M eleva-dos e a anomalia dos accruals, seguindo o tra-balho de Sloan (1996), isto é, resume-se a com-prar (vender) acções com um elevado (reduzido) B/M e um reduzido (elevado) accruals. Os accruals são definidos como o resultado líquido antes de resultados extraordi-nários deduzido do cash-flow operacional, a dividir pelo activo total.

A intuição inerente a estas duas estratégias baseia-se em duas possíveis explicações para rácios B/M elevados. A primeira é a de que o valor contabilístico é mal medido, em resultado de algumas limitações do sistema contabilístico, ao passo que as acções são bem avaliadas no mercado (numerador do rácio errado). A segun-da explicação para um B/M elevado é subava-liação da empresa pelo mercado devido a erros de expectativas (denominador errado). Isto é, o valor contabilístico pode estar temporariamente contraído, embora o mercado o possa conside-rar ajustado em resultado de expectativas pessi-mistas de resultados. Isso ficar-se-ia a dever à tendência de extrapolar em excesso o desempe-nho passado para a previsão do desempenho futuro (como mostrou La Porta et al., 1997). Este erro de geração de expectativas poderá ser corrigido no futuro quando nova informação chegar aos investidores. Para maximizar a ren-dibilidade, uma estratégia de investimento baseada no rácio B/M deve então seleccionar exclusivamente as empresas de B/M elevados devido aos referidos erros de expectativas gera-das. 4. ESTRATÉGIA DE PIOTROSKI Piotroski (2000) define nove sinais fundamen-tais para aferir a saúde financeira das socieda-des: resultado líquido antes de resultados extraordinários a dividir pelo total do activo, o cash-flow operacional a dividir pelo activo total, a variação do rácio calculado pela divisão do resultado líquido antes de resultados extraor-dinários pelo activo total, os accruals, a varia-ção do rácio definido pela divisão do passivo de longo prazo pela média dos activos, a variação do rácio definido pela relação entre o activo corrente e o passivo corrente, a emissão de capital, a variação do rácio de margem bruta (divisão das vendas líquidas de custos das


vendas pelas vendas) e a variação do rácio da rotação do activo (divisão das vendas pela média dos activos). Cada sinal é classificado em "bom" (a que se atribui um valor de um) ou como "mau" (um valor de zero). O indicador agregado (F-Score) resulta da soma dos nove sinais, pelo que varia entre zero (o pior) e nove (o melhor). Piotroski testa a hipótese do F-Score estar positivamente relacionado com o futuro desempenho financeiro da empresa e com a rendibilidade das suas acções. Após classificar as empresas, Piotroski agrupa as que têm um F-Score de oito ou nove pontos na carteira que espera que se ganhe mais (High Score) e as que têm zero ou um na carteira que espera que se perca mais (Low Score). “The results convincingly demonstrate that investors can use relevant historical informa-tion to eliminate firms with poor future prospects from a generic high BM port-folio”, Piotroski (2000).

A rendibilidade obtida por Piotroski para uma janela de investimento de um ano foi 7,4 por cento superior à obtida pelo mercado norte-americano. Além disso, a estratégia que compra as acções da carteira High Score e vende os títulos da carteira Low Score conseguiu uma rendibilidade anual de 23,5 por cento (Quadro 3). Em face do sucesso do modelo de Piotroski jun-to dos profissionais do investimento, Almas e Duque procuraram testar a validade das suas conclusões em mercados externos aos Estados Unidos da América. Almas e Duque (2008) seguiram os passos de Piotroski (2000), apli-cando a referida estratégia às quatro praças Euronext – Paris, Bruxelas, Amesterdão e Lis-boa –, o que inclui a análise de 4.715 observa-ções distribuídas entre 1993 e 2003. Os resulta-dos foram ainda mais positivos que os encon-trados por Piotroski: a rendibilidade a um ano foi 9,2 por cento superior à alcançada pelo mer-cado e a estratégia de comprar os potenciais vencedores e vender os potenciais perdedores gerou uma rendibilidade de 32,4 por cento (Quadro 3).



Quadro 3 Rendibilidades da estratégia de Piotroski

O quadro sumaria o resultado da estratégia de Piotroski aplicada ao mercado norte-americano (Piotroski, 2000) e às bolsas que compõem a Euronext (Almas e Duque, 2008). Além da média, as rendibilidades brutas a um ano são distribuídas ao longo dos principais percentis.

Média 10% 25% Mediana 75% 90%

Piotroski (2000): Acções dos EUA entre 1976 e 1996

Todas 23,9% -39,1% -15,0% 10,5% 43,8% 90,2% High Score 31,3% -26,7% -7,4% 16,6% 48,4% 95,5% Low Score 7,8% -58,9% -30,0% -2,7% 27,0% 77,3% High - Todas 7,4% 12,4% 7,6% 6,1% 4,6% 5,3% p-value 3,28 0,00 High - Low 23,5% 32,2% 22,6% 19,3% 21,4% 18,2% p-value 5,59 0,00

Almas e Duque (2008):

Acções de Paris, Bruxelas, Ames-terdão e Lisboa

entre 1993 e 2003

Todas 18,2% -41,6% -18,7% 9,4% 34,6% 73,9% High Score 27,4% -36,5% -13,4% 17,2% 51,1% 74,5% Low Score -5,0% -61,1% -38,5% -7,1% 21,1% 52,8% High - Todas 9,2% 5,1% 5,3% 7,8% 16,5% 0,6% p-value 0,13 0,17 High - Low 32,4% 24,6% 25,1% 24,3% 30,0% 21,7% p-value 0,00 0,02

Fonte: adaptado de Almas e Duque (2008) e de Piotroski (2000).

5. ESTRATÉGIA DOS ACCRUALS Foram duas características dos accruals que levaram Bartov e Kim (2004) a usar esse indi-cador no refinamento da estratégia do efeito B/M: primeiro, os accruals seguem um processo de reversão à média, ou seja, accruals extraor-dinariamente baixos (altos) tendem a reverter e, eventualmente, a aumentar (diminuir) os valo-res contabilísticos; e, segundo, o nível dos accruals pode indicar a integridade dos valores contabilísticos publicados. Neste estudo, os autores classificaram as empresas no quintil superior do B/M e no quintil inferior dos accruals como investimentos de valor e as sociedades no quintil inferior do B/M e no quintil superior dos accruals como investimen-

tos de crescimento. “The findings show that the annual returns on the joint classification out-perform those on either the book-to-market classification or the accruals classification alone, with no evidence of increased risk”, concluíram os autores. Almas e Duque (2008) também testaram a estratégia sugerida por Bartov e Kim (2004), aplicando-a aos mercados Euronext entre 1993 e 2003. Contudo, concluíram que os resultados não mostraram evidência que as 'genuínas' acções de valor apresentem um desempenho superior quer às 'genuínas' acções de crescimen-to quer à média do mercado, tal como foi defi-nido por Bartov e Kim (2004).


6. CONCLUSÕES Embora a explicação para o efeito B/M ainda não esteja esclarecida e esteja na ordem do dia do mundo académico, há evidência empírica que sustenta que uma estratégia que siga o aproveitamento dessa anomalia pode gerar ren-dibilidades elevadas. Os vários seguidores de Fama e French (1992) continuam a defender que o desempenho extraordinário é justificado pelo risco adicional em que se incorre seguindo esta estratégia. Do outro lado está um cada vez maior número de estudos que contesta o acrés-cimo de risco destas carteiras. A mais recente senda de investigação centra-se agora em segre-gar a alavancagem financeira (fonte de risco adicional, segundo a teoria financeira) do valor contabilístico do capital. Porém, os estudos mais recentes afirmam que essa busca é em vão, uma vez que o efeito B/M se deve a um

mispricing e não a um factor de risco. “The empirical analysis shows that the enterprise book-to-price ratio is positively related to subsequent stock returns but, conditional upon the enterprise book- to-price, the financial leverage component of B/P is negatively associated with future stock returns ”, concluem Penman, Richardson e Tuna (2007), num dos últimos artigos dedicados à investigação desta anomalia. Embora seja uma questão com mais de sete décadas, os profissionais do investimento pare-ce terem informação suficiente para confiarem nos resultados dos estudos sobre o efeito B/M. Além disso, se quiserem ir mais longe, podem avançar para estratégias modificadas da anoma-lia, em particular a desenvolvida por Piotroski (2000). Por certo que não serão os primeiros.



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1. INTRODUÇÃO A literatura sobre “insider trading” procura responder à seguinte questão: será que os “insiders” utilizam informação não pública para obterem um lucro acima daquele que poderiam obter se negociassem somente com base em informação pública? Se os “insiders” nego-ceiam com base em informação não pública ou informação privilegiada, então é expectável que estes comprem acções da própria empresa antes de uma subida no valor das acções e vendam nos dias que antecedem uma desvalorização dos títulos. Esta é a hipótese principal em que baseámos a nossa investigação: que os “insiders” conseguem obter uma rendibilidade anormal se depois da compra (venda), o preço das acções sobe (desce) anormalmente. No presente estudo assumimos que os “insiders” são todos os indivíduos que são obri-gados a comunicar à Comissão do Mercado de Valores Mobiliários (CMVM) a compra e ven-da de acções das empresas às quais estão liga-dos. A CMVM tem, em Portugal, a missão de supervisionar e regular os mercados de valores mobiliários e as actividades de todos os agentes que neles actuam. O regulador, através do Códi-go de Valores Mobiliários, impõe um conjunto de regras para prevenir situações em que os “insiders” possam servir-se de informação pri-vilegiada quando estão a negociar acções das empresas às quais estão vinculados.

O Código de Valores Mobiliários (artigo 378, n.º 3) descreve a informação privilegiada como sendo toda a “informação não tornada pública que, sendo precisa e dizendo respeito, directa ou indirectamente, a qualquer emitente ou a valores mobiliários ou outros instrumentos financeiros, seria idónea, se lhe fosse dada publicidade, para influenciar de maneira sensí-vel o seu preço no mercado”. A razão pela qual os académicos dedicam muita atenção ao tema “inside trading” é resumida num artigo da “Individual Investor” (Fev. 1998, p. 54): “Os executivos e os directores de uma empresa conhecem o seu negócio melhor do que qualquer analista em Wall Street. Sabem quando é que um produto está a vender bem, quando é que os inventários estão a acumular, sabem se as margens de lucros estão a expandir-se ou se os custos de produção estão a subir…Sempre ouvimos falar em dinheiro fácil. Geral-mente, isto é dinheiro fácil”. Na nossa investi-gação, assumimos este tipo de conhecimento, do dia-a-dia da empresa, como sendo também informação privilegiada. Assim, a nossa investigação pretendeu detectar e medir a existência de lucros anormais nas actividades de “insider trading” em Portugal, no período de Janeiro de 2001 a Dezembro de 2005. Procurámos abranger, quando disponível,

“INSIDE TRADING” NA EURONEXT LISBON

PEDRO CARVALHO* E JOÃO DUQUE**

* Universidade Técnica de Lisboa - Instituto Superior de Economia e Gestão


todas as transacções feitas pelos “insiders” das empresas que fazem parte do Eurolist da Euronext Lisbon. Para decidir se os “insiders” fazem ou não o “timing” das suas transacções, utilizamos a metodologia tradicional do estudo de eventos, para testar a existência de lucros anormais quando os “insiders” compram ou vendem acções da empresa a que estão ligados. Replicando a literatura, testamos também se a magnitude e a duração das rendibilidades anor-mais dependem de factores específicos da empresa ou da própria transacção (tais como a classificação industrial, a dimensão da empresa, a avaliação da firma e o volume relativo das transacções dos “insiders”). A investigação está organizada da seguinte for-ma. O Capítulo 2 apresenta um breve resumo da literatura e o Capítulo 3 identifica o problema e faz um resumo do enquadramento legal da acti-vidade dos “insiders” em Portugal. O Capítulo 4 descreve os dados da investigação e apresenta um primeiro sumário das estatísticas e o Capítu-lo 5 a metodologia aplicada. No Capítulo 6 dis-cutimos os resultados obtidos e o Capítulo 7 conclui a investigação. 2. REVISÃO DA LITERATURA Vários estudos concluem que os “insiders” con-seguem ganhar rendibilidades anormais quando

estão a negociar acções da própria firma. No entanto, a intensidade, o padrão, a duração e a significância dessas rendibilidades variam de país para país e de mercado para mercado. A magnitude dos retornos anormais pode variar consoante factores específicos às empresas ou às próprias transacções dos “insiders” e as con-clusões podem depender se o “insider” está do lado da compra ou do lado da venda. Os resul-tados dos estudos também podem ser afectados pela alteração das hipóteses da metodologia do estudo de eventos. A regulação das actividades de “inside trading” pode igualmente desempe-nhar um papel decisivo nos resultados. Este último aspecto faz com que este tipo de investi-gação seja muito dependente do mercado que se está a analisar e da regulação existente. A Tabela 1 resume alguns dos principais resul-tados obtidos na literatura sobre o tema. Cons-tata-se que existe um padrão comum na literatu-ra: as compras (vendas) por parte dos “insiders” são, tipicamente, precedidas por uma rendibili-dade anormal1 negativa (positiva) antes da data da transacção e no dia da transacção. Depois de ocorrer o evento (transacção dos “insiders”), as compras são seguidas de rendibilidades anormais positivas, enquanto nas vendas o pre-ço das acções, por norma, tende a sofrer uma correcção.

“INSIDE TRADING” NA EURONEXT LISBON: 63

1- Rendibilidade anormal média acumulada (CAR) na Tabela 1.


3. IDENTIFICAÇÃO DO PROBLEMA Se os “insiders” negoceiam com base em infor-mação não pública ou informação privilegiada, então é expectável que estes comprem acções da própria empresa antes de uma subida no valor das acções e vendam nos dias que antece-dem uma desvalorização dos títulos. Esta é a hipótese principal em que baseamos o estudo. “Se os investidores não informados tomarem consciência da transferência de riqueza provo-cada pela actividade de ‘inside trading’ então deixam de negociar, o que pode resultar num mercado sem liquidez e ineficiente” (Kyle, 1985). Beny (2005) descobriu que “os países com leis mais proibitivas em relação ao ‘inside trading’ tendem a ter cotações das acções mais

exactas e mercados de capitais mais líquidos”. Como resultado deste factor, os reguladores tendem a “impor um conjunto de regras e nor-mas para aumentar a confiança dos investidores em relação à justeza da negociação nos merca-dos financeiros” (Bhattacharya and Daouk’s, 2002). Em Portugal, o Código de Valores Mobiliários (artigo 378, n. °1) estabelece que quem tenha acções e negoceie essas mesmas acções com base em informação privilegiada seja “punido com pena de prisão até três anos ou com pena de multa”. 3.1 Enquadramento Legal A actividade de “inside trading”, em Portugal, é regulada pelo “Regulamento da CMVM n.º 7/2001 Governo das Sociedades Cotadas (com

Tabela 1: Revisão da Literatura


as alterações introduzidas e republicado pelo Regulamento da CMVM n.º 11/2003) ”. Segun-do o artigo 3 deste regulamento, a CMVM deve ser informada da compra e venda de acções admitidas à negociação em mercado regulamen-tado envolvendo: a) membro do órgão de admi-nistração da sociedade emitente daquelas acções; b) membro do órgão de administração da sociedade dominante da sociedade emitente daquelas acções; c) sociedade dominada por uma das pessoas referidas nas alíneas a) e b); e pessoa que actue por conta das pessoas referi-das nas alíneas a), b) e c). Na presente investi-gação assumimos estes indivíduos como sendo os “insiders”. Eles são obrigados a comunicar as transacções à sociedade num período de sete dias úteis após a realização do evento. A socie-dade fica obrigada a comunicar imediatamente à CMVM, mas esta informação não é publicita-da junto do público em geral. Os dados relati-vos às transacções dos “insiders” só estão dis-poníveis quando a sociedade publica o seu rela-tório e contas. Apesar da existência de um quadro legal, a CMVM detectou várias situações de actividades ilegais de “inside trading”, tal como refere nos seus relatórios anuais. Os casos mencionados pelo regulador prendem-se apenas com activi-dades ilegais de “inside trading”, ou seja, casos em que a compra ou venda de acções terá sido feita por um indivíduo que sabe, ou que deveria saber, que está na posse de informação privile-giada. O número 3 do “Regulamento da CMVM n.º 7/2001” entrou em vigor a 1 de Fevereiro de 2002. Desta forma, para o ano ini-ciado em Janeiro de 2001, todas as empresas que incluímos na nossa amostra já tinham começado a publicar relatórios e contas com um apêndice relativo às transacções dos chamados “insiders”.

Entretanto, assistiu-se em Portugal à primeira sentença condenatória pela prática de um crime de “inside trading”. O Tribunal condenou um membro não executivo do Conselho de Admi-nistração e accionista da sociedade “Vidago, Melgaço & Pedras Salgadas, SA”, pela prática, como autor material, de um crime de abuso de informação. 3.2 Hipóteses da Investigação Na nossa investigação, procuramos analisar as rendibilidades anormais para cada uma das empresas da amostra, com o objectivo de iden-tificar estas (ilegais) e outras potenciais activi-dades de “inside trading”. Baseamos o estudo numa hipótese principal: que os “insiders” conseguem obter uma rendibi-lidade anormal se depois da compra (venda), o preço das acções sobe (desce) anormalmente. Procurámos responder a esta questão usando a metodologia tradicional do estudo de eventos, onde a hipótese a ser testada é a de que as ren-dibilidades anormais no dia do evento e nos dias anteriores e seguintes são estatisticamente diferentes de zero. A rendibilidade anormal também foi testada para amostras em função da classificação indus-trial, da dimensão da empresa, do volume relati-vo das ordens de compra e venda e em função dos rácios de avaliação “price to book ratio” (P/B) e “price earnings ratio” (P/E). Wong (2002) chegou à conclusão que quando as transacções dos “insiders” são separadas em função da capitalização bolsista, a rendibilidade anormal acumulada dos “insiders” é positiva no período após o evento apenas nas empresas de pequena capitalização. O autor acima citado



também encontrou uma relação positiva entre o volume relativo das transacções e a qualidade da informação. A amostra também foi hierarquizada em função dos rácios P/B e P/E para averiguar se os “insiders” tomam em linha de conta a avaliação das empresas antes de negociarem as acções das suas firmas. Assumimos a hipótese de que um rácio P/B elevado pode ser um indicador de um mau desempenho da acção, enquanto um rácio P/B baixo é assumido como indicador de um desempenho positivo das cotações2. A literatura também sugere indicações (ver Cheuk et al, 2006) de uma relação negativa entre o rácio P/E e o desempenho das acções no futuro. Assumin-do estas hipóteses de avaliação, estamos à espe-ra de ver as compras dos “insiders” com um elevado (baixo) P/B e P/E a terem um mau (bom) desempenho. Por outro lado, estamos à espera que as vendas com rácios P/B e P/E altos (baixos) tenham um bom (mau) desempenho. 4. CONSTRUÇÃO DA AMOSTRA A nossa amostra inicial inclui 55 acções listadas no Eurolist da Euronext Lisbon no final de 2005. O período da amostra situa-se entre Janeiro de 2001 a Dezembro de 2005, cobrindo

dois anos de queda dos mercados (o índice PSI-20 caiu 24,73% em 2001 e 25,62% em 2002) e três anos de valorizações (o PSI-20 ganhou 15,84% em 2003; 12,64% em 2004 e 13,40 % em 2005). As transacções foram recolhidas de forma manual nos relatórios e contas das empresas. Os dados das rendibilidades de preços (ajustados aos dividendos) foram obtidos da base de dados do terminal da Bloomberg. Para cada empresa e para o índice, foram recolhidos preços de fecho para calcular as rendibilidades diárias. A nossa investigação apenas se debruçou sobre as tran-sacções com acções, o que nos levou a excluir da amostra todas as transacções com outros ins-trumentos financeiros, tais como os derivados. Também não foram consideradas as negocia-ções de acções próprias por parte das empresas. Inicialmente, fizemos a recolha de 2.426 tran-sacções por parte dos “insiders”. Seguindo o procedimento de Del Brio et al. (2002) “excluímos as transacções que não estão rela-cionadas com a exploração de informação privi-legiada”. Assim, 1.142 transacções foram reti-radas da amostra. Separamos os dados excluí-dos em oito diferentes categorias, tal como se pode ver na Tabela 2.

2- Cheuk et al. (2006) assumiu esta hipótese usando o rácio “book to market ratio”. Nós assumimos a mesma hipótese, usando o rácio inverso: o “price to book ratio”.

Aumento Descida Total(1) Conversões 16 - 16 (2) Aumento de capital e IPO 134 2 136 (3) Planos de remuneração 398 74 472 (4) Transferências 17 12 29 (5) OPA 1 1 2 (6) Alteração no Capital 16 - 16 (7) Ordens de data 47 46 93 (8) "Corporate insiders" 307 71 378

Total 936 206 1.142

Tabela 2: Transacções Excluídas da Amostra


A colocação destes filtros reduziu a nossa amostra a 1.284 observações elegíveis. Em situações em que um “insider” tenha realizado mais do que uma transacção num único dia, consideramos apenas uma única transacção, somando as acções compradas ou alienadas. Este procedimento reduziu a amostra a 1.080 observações, com um total de 686 compras e 394 vendas. “Existiram transacções em que o mesmo, ou diferentes administradores da mes-ma empresa estiveram a negociar em sentidos opostos” (por exemplo: compra de 25.000 acções e venda de 201.793 no mesmo dia). “Nestes casos, consideramos o valor líquido das transacções”, i.e. 176.793 acções vendidas, (Calvo et al., 2002). O número de observações

da amostra caiu para 1.059. Por último, opta-mos por aplicar o procedimento usado por Brown and Warner (1985): para que uma acção seja incluída na amostra, “terá de ter pelo menos 30 observações de rendibilidades diárias no período de análise (na janela de estimação e na janela do evento) e nenhum dado a faltar nos últimos 20 dias”. Este método levou-nos a dei-xar de fora as empresas com escassa liquidez. Com este último filtro, a amostra ficou reduzida a 1.052 transacções e o número de empresas analisadas desceu para 28. No entanto, as empresas que ficaram na amostra representa-vam os nove sectores industriais que estão lista-dos no Eurolist (ver Tabela 3) e 95% da capita-lização da bolsa portuguesa no final de 2005.


Compras Vendas Total Rácio das compras Número de sobre as vendas empresas

Financeiras 247 144 391 1,72 5Materiais básicos 58 31 89 1,87 5Comunicações 142 114 256 1,25 5Consumo, cíclico 154 25 179 6,16 4Consumo, não ciclico 8 10 18 0,80 3Diversificadas 1 0 1 - 1Industriais 47 55 102 0,85 3Tecnológicas 3 1 4 3,00 1"Utilities" 7 5 12 1,40 1Total 667 385 1.052 1,73 28

Tabela 3: Frequência de Distribuição das Transacções pela Classificação Industrial

As transacções de compra superam as de venda. Contabilizamos um total de 667 (63%) compras e 385 (37%) alienações. O rácio das compras dos “insiders” sobre as vendas é de 1,73:1, ou seja, quase duas em cada três transacções reco-lhidas são de compra. Apesar de haver mais compras do que vendas no período da amostra, o número médio das acções por transacção é maior para as vendas (64.945) do que para as compras (26.152). O rácio do número de acções médias vendidas sobre o número médio de

acções compradas é de 2,48, o que sugere que as acções são, por norma, vendidas em blocos de maior dimensão. Seyhun (1998) também descobriu que os “insiders” nos EUA tendem a partir as compras em pequenos blocos devido aos receios de sanções por práticas ilegais rela-cionadas com o “inside trading”. O autor sugere que as compras por parte dos “insiders” dão um sinal mais forte, quer para as autoridades de supervisão, quer para o público em geral, quan-do comparadas com as vendas.


A Tabela 4 agrega as transacções dos “insiders” ordenadas pela dimensão das empresas, P/B, P/E e volume relativo, um método sugerido na

investigação de Cheuk et al. (2006). Utilizámos três grupos para classificar as transacções da amostra.

Para testar o efeito da dimensão das empresas, as cotadas foram agrupadas em três grupos, em função da capitalização bolsista no momento em que a transacção é realizada (empresas de grande, média e de pequena dimensão). A capi-talização bolsista considerada para cada tran-sacção é aquela que se verificava no final do mês anterior à data da ocorrência do evento. Tal como em Cheuk et al. (2006) e noutros estudos, o volume relativo das transacções é obtido através do rácio entre o número de acções negociadas pelos “insiders” sobre o total

das acções emitidas pela sociedade. Para cada transacção, o total das acções emitidas conside-rado corresponde ao número verificado no mês anterior à data do evento. Seguidamente, cada transacção foi hierarquizada em função do volume relativo (baixo, médio e alto). O rácio P/B corresponde ao valor da cotação a dividir pelo valor contabilístico da mesma. Para cada transacção, foi considerado o valor conta-bilístico do período anterior mais próximo da data do evento (trimestral, semestral ou anual). Na nossa amostra, cada transacção dos

Pequenas 1/3 Médias 1/3 Grandes 1/3 Pequenas 1/3 Médias 1/3 Grandes 1/3de 12 245 2.822 13 245 2.822 a 222 2.809 12.597 222 2.809 12.597 N 222 222 223 128 128 129

Baixo 1/3 Médio 1/3 Alto 1/3 Baixo 1/3 Médio 1/3 Alto 1/3de 0,0000% 0,0008% 0,0037% 0,0000% 0,0016% 0,0093%to 0,0008% 0,0037% 1,4308% 0,0015% 0,0091% 1,4767%N 222 222 223 128 128 129

VendasBaixo 1/3 Médio 1/3 Alto 1/3 Baixo 1/3 Médio 1/3 Alto 1/3

de 0,32 1,61 2,46 0,34 1,75 2,49a 1,60 2,45 25,69 1,75 2,49 15,48N 210 210 209 127 127 127

Baixo 1/3 Médio 1/3 Alto 1/3 Baixo 1/3 Médio 1/3 Alto 1/3de 1,55 11,11 15,46 3,10 12,90 17,98a 11,01 15,46 94,86 12,90 17,96 100,86N 141 141 141 99 99 99

Tabela 4: Transacções ordenadas pela dimensão, volume relativo, P/B e P/EA - Dimensão da empresa

Compras Vendas

B - Volume relativo das transacçõesCompras Vendas

C - "Price to book value"

A dimensão das empresas está expressa em milhões de euros. Os dados relativos à capitalização, ao número de acções aos rácios P/B e P/E foram obtidos do terminal da Bloomberg.

Compras

D - "Price earnings ratio"Compras Vendas



“insiders” foi inserida num dos grupos pré-definidos: P/B baixo; P/B médio e P/B alto. Neste filtro em particular, deixámos cair da nossa amostra 42 transacções, já que os dados relativos ao valor contabilístico das empresas não se encontravam disponíveis3. O P/E é o rácio da cotação sobre os lucros por acção (EPS). Para cada transacção, foi conside-rado o EPS do ano fiscal anterior à ocorrência da transacção. Tal como fizemos com o indica-dor anterior, as transacções também foram hie-rarquizadas e incluídas num dos três grupos: P/E baixo, P/E médio e P/E alto. Nesta análise, a amostra foi reduzida de 1.052 para 720 obser-vações, já que existiam 332 transacções em que o EPS é negativo e, consequentemente, o P/E não foi calculado. 5. METODOLOGIA A metodologia e as notações para calcular a rendibilidade anormal (AR) seguem os procedi-mentos propostos por MacKinlay (1997) e Campbell et al. (1997). Fizemos alguns ajusta-mentos adicionais, para ter em conta as especi-ficidades da literatura sobre “inside trading”. A ARit é calculada subtraindo o valor esperado da rendibilidade E [Rit | Xt] à rendibilidade actual Rit (o retorno log da empresa i no momento t),

(1) Xt é o conjunto de informação que serve para o cálculo da rendibilidade esperada. O tempo do evento é designado por t, sendo que a data pre-cisa do evento (da transacção por parte dos “insiders”) corresponde a t = 0. Diferentes auto-res utilizam diferentes modelos para calcular a

).|( ττττ XRERAR iii −=

rendibilidade esperada. No entanto, Brown e Warner (1980), depois de compararem várias metodologias usadas no estudo de eventos, demonstraram que “não existem evidências que modelos mais sofisticados do que o modelo de mercado possam trazer quaisquer benefícios”. O modelo de mercado é um modelo estatístico que relaciona a rendibilidade de uma dada acção com a rendibilidade de um “portfolio” de mercado. Este método toma em consideração quer o desempenho do mercado, quer o risco sistemático de cada activo. Na nossa investiga-ção, utilizámos o índice PSI-20 como uma aproximação do “portfolio” de mercado. Assim, para cada empresa i o modelo de mercado determina que:

(2)

eit é o termo de distúrbio de média zero e ai, bi, e são os parâmetros do modelo de mercado. Rit e Rmt são o log das rendibilidades no perío-do do evento t para a empresa i e para o “portfolio” do mercado, respectivamente. Seguindo os procedimentos de Brown e War-ner’s (1985) para o cálculo da ARit , considerá-mos primeiramente uma janela do evento de onze dias [-5, +5], que inclui cinco dias antes do evento, a data do evento e cinco dias depois da ocorrência da transacção dos “insiders”. Depois, replicando a literatura, analisámos jane-las de eventos com outras dimensões: [-5, -1], [+1, +5]; [+1, +10]; [+1, +20] e [+1, +80]. O dia do evento (t = 0) é considerado como o dia em que a transacção por parte do “insider” acontece.

,itmtiiit RR εβα ++=

)0( =itE ε .)var( 2iit εσε =

3- Esta é a razão pela qual na Tabela 4 o número de compras e vendas (N) cai quando o N da secção C é comparado com o N das secções A e B.

2iε

σ


Para cada empresa utilizámos um máximo de 325 observações de rendibilidades diárias para o período em torno da data do evento, começan-do no dia T0 = -245 e terminando no dia T2 = -1, + 5, +10, +20 ou +80 face ao evento, dependen-do da janela do evento que estiver a ser analisa-da. Os primeiros 239 dias do período (de t = T0 + 1 a t = T1) são chamados a janela de estima-ção. Para os períodos de evento que incluam dias anteriores à data do evento, nomeadamente as janelas [-5, +5] e [-5, -1], a dimensão da janela do evento é igual a L2 = T2 - T1 (11 ou 5 dias). Para as restantes janelas que começam no dia +1, o período da janela de eventos corres-ponde a L2 = T2. 5.1 Rendibilidade Anormal e Propriedades Estatísticas Dadas as estimativas para os parâmetros do modelo de mercado, podemos medir e analisar a ARit como sendo

(3) A rendibilidade anormal é o termo de distúrbio (eit da equação 2) do modelo de mercado, calcu-lada com base numa amostra. É comum na literatura agregar as rendibilidades anormais das várias transacções individuais das várias empresas e também fazer a agregação temporal, com o objectivo de fazer inferências mais globais em relação à amostra. As rendibi-lidades anormais de cada transacção podem ser agregadas usando a ÂRit da equação (3) para cada um dos períodos do evento t = T1 + 1,…, T2. Considerando N eventos, a rendibilidade anormal média agregada para o período t é

.ˆˆˆτττ βα miiii RRRA −−=

calculada como

(4) As rendibilidades anormais médias também podem ser agregadas através da janela de even-tos. Assim, e para qualquer intervalo na janela de eventos, a rendibilidade média acumulada é calculada como

(5) A hipótese H0 pode ser testada usando a seguin-te estatística

Para testar se as nossas conclusões não são enviesadas pela escolha de um modelo de esti-mação inadequado, usámos também o modelo da média ajustada para o cálculo das rendibili-dades esperadas. Para o modelo da média ajus-tada, a rendibilidade anormal foi calculada como

(8) Este modelo é calculado subtraindo a média do activo i durante o período de estimação à

∑=

=N

iiÂR

NAR

1,1

ττ

,),(2

1

21 ∑=

=τ

τττττ ARCAR

.iii RRAR −= ττ

(6)

),1,0(~)var( 2

11 NAR

AR

τ

τθ =

(7)

).1,0(~)),(var(

),(2

1

21

212 N

CAR

CAR

ττ

ττθ =



rendibilidade da acção durante a janela do even-to. Este método não tem em consideração o ris-co da acção, nem a rendibilidade do “portfolio” de mercado. 6. RESULTADOS EMPÍRICOS Aplicámos inicialmente a metodologia do estu-do de eventos às 1.052 transacções reportadas anteriormente. Seguindo a metodologia de Brown e Warner’s (1985), começámos por con-siderar a janela de evento de onze dias [-5, +5]. Aplicámos a metodologia para as observações

de compras e vendas, separadamente, mas tam-bém para as transacções agregadas. Tal como é referido por Del Brio et al. (2002), se conside-rarmos que os lucros das compras e das vendas devam ser medidos como rendibilidades anor-mais positivas, então, o retorno anormal para as vendas dos “insiders” deve ser multiplicado pela constante -1 com vista à agregação. Os resultados da amostra agregada, que obtivemos da análise das 1.052 observações, são larga-mente consistentes com a literatura que sugere um padrão de rendibilidade após as transacções dos “insiders”, tal como se mostra na Figura 1.

Figura 1: Rendibilidade Anormal Média

-0,40%

-0,30%

-0,20%

-0,10%

0,00%

0,10%

0,20%

-5 -4 -3 -2 -1 0 1 2 3 4 5

Janela do evento

AR

Este resultado pode ser confirmado através da análise dos testes estatísticos descritos anterior-

mente, sendo os resultados apresentados na Tabela 5.

Day AR-5 -0,05% -1,061-4 -0,20% -4,204 ***-3 -0,13% -2,832 ***-2 -0,09% -1,878 *-1 -0,27% -5,782 ***0 -0,34% -7,214 ***1 0,07% 1,4092 0,13% 2,802 ***3 0,04% 0,7984 0,04% 0,8905 0,03% 0,683

Os símbolos ***, **, e * indicam um teste de duas abas com níveis de significância de 1%, 5% e 10%.

Tabela 5: Resultados dos Testes EstatísticosAmostra Global

Test θ1


A primeira conclusão a considerar é que as transacções dos “insiders” são precedidas por uma rendibilidade anormal média negativa durante os cinco dias antes do evento e também na data do evento. Isto sugere que os “insiders”

tendem a aguardar por uma descida (subida) nos preços para comprar (vender) as acções.

As rendibilidades médias foram posteriormente agregadas (no tempo) para se calcular a rendibi-lidade anormal média acumulada (CAR), sendo os resultados apresentados na Tabela 6.

Janela do Evento CAR CAR CAR

[-5, -1] -0,75% -7,046 *** -0,18% -1,340 1,74% 9,646 ***[0] -0,34% -7,214 *** -0,15% -2,570 ** 0,67% 8,366 ***[+1, +5] 0,31% 2,943 *** 0,35% 2,678 *** -0,25% -1,361[+1, +10] 0,40% 2,647 *** 0,54% 2,922 *** -0,15% -0,575[+1, +20] 0,76% 3,604 *** 0,92% 3,501 *** -0,50% -1,387[+1, +80] 3,11% 7,329 *** 4,25% 8,105 *** -1,14% -1,579

Tabela 6: CAR para as Transacções dos "Insiders"Amostra Global Compras Vendas

Teste θ2 Teste θ2 Teste θ2

Os símbolos ***, **, e * indicam um teste de duas abas com níveis de significância de 1%, 5% e 10%, respectivamente.

A CAR para a janela antes do evento [-5, -1] confirma que as compras (vendas), por parte dos “insiders”, ocorrem após um período de baixo (alto) preço das acções. Depois da ocor-rência do evento, a amostra global (N=1.052) demonstra que os preços tendem a subir após a compra dos “insiders” e tendem a cair após as ordens de venda, em todas as quatro janelas após o evento. Para a amostra agregada a CAR, para o período de 5-dias, 10-dias, 20-dias e 80-dias, é de 0,31%, 0,40%, 0,76% e 3,11%, sendo todas estatisticamente significativas. Assim, a hipótese nula é sempre rejeitada com um grau de confiança de 99%. Separando a amostra global entre compras e vendas, demonstrámos que para a amostra das acções compradas (N=667), o padrão e os resul-tados permanecem idênticos aos da amostra

agregada. Os “insiders” conseguem lucrar com as suas compras, já que a CAR é positiva e esta-tisticamente significativa em todas as janelas do evento. Como as rendibilidades anormais perduram por um período de, pelo menos, 80 dias (tal como ilustrado na Figura 2), os “outsiders” são capa-zes de conseguir rendibilidades anormais atra-vés da réplica das compras dos “insiders”. No entanto, segundo as regras do mercado portu-guês, as informações sobre as transacções dos “insiders” só são tornadas públicas quando uma empresa publica o seu relatório e contas. Assim, apesar de os nossos resultados sugerirem a pos-sibilidade de obtenção de lucros anormais atra-vés da imitação das compras dos “insiders”, esta estratégia não pode ser aplicada na prática devido à falta de informação na altura em que as transacções realmente acontecem.



Na amostra das vendas por parte dos “insiders” (N=385), a CAR é positiva e estatis-ticamente significativa antes da ocorrência das transacções, o que pode significar que os “insiders” aguardam por uma subida a curto prazo das cotações para alienarem as acções. Depois da ocorrência do evento e para todas as janelas depois do evento, a CAR apesar de ser sistematicamente negativa, não é sempre esta-tisticamente significativa, o que nos leva a acei-tar a hipótese nula. Outras investigações sobre o tema sugerem que a compra dos “insiders” é um sinal mais forte do que a venda. Os “insiders” poderão estar a alienar as acções para

investir o dinheiro numa outra aplicação, para pagar empréstimos, hipotecas, etc. Já a motiva-ção por detrás de uma transacção de compra é quase sempre a expectativa de uma valorização do título. 6.1 Factores Específicos à Empresa e às Transacções Com o intuito de analisar a existência de um eventual efeito industrial, separámos a amostra por sectores de actividade. A Tabela 7 apresen-ta a CAR, com uma classificação industrial, para a totalidade da amostra.

Figura 2: CAR

-1,50%

-0,50%

0,50%

1,50%

2,50%

3,50%

4,50%

1 4 7 10 13 16 19 22 25 28 31 34 37 40 43 46 49 52 55 58 61 64 67 70 73 76 79

Janela do evento

CA

R

compras vendas


Optámos por não analisar os agrupamentos industriais “diversos”, “tecnológico” e as “utilities”, já que cada um apenas tinha uma empresa a representá-lo (tal como se mostrou na tabela 3). A análise dos restantes seis secto-res demonstra que apenas os “insiders” da indústria das comunicações conseguem obter uma rendibilidade anormal nas compras em todas as janelas após o evento. As compras por parte dos “insiders” do sector financeiro são aquelas que apresentam o pior desempenho. Este resultado contrasta com as conclusões de Baesel and Stein (1979) que demonstraram que os administradores da banca conseguem ganhar

prémios mais elevados do que um “insider” comum. Analisando as transacções de vendas, os “insiders” dos sectores de consumo (cíclico) e industrial tendem a registar os melhores desempenhos. Wong (2002) e Seyhun (1998) também demonstraram que as rendibilidades anormais podem estar relacionadas com a dimensão das empresas. Tendo isto em consideração, testá-mos a rendibilidade dos “insiders” em função da capitalização bolsista das empresas alvo das transacções. A Tabela 8 resume os resultados da CAR agrupados em função da dimensão das cotadas.

Janelas CAR CAR CAR CAR[-5, -1] -0,74% -5,015 *** 0,65% 3,004 *** 0,00% -0,008 3,56% 6,810 ***[0] -0,21% -3,215 *** 0,23% 2,355 ** 0,23% 1,315 0,36% 1,528[+1, +5] 0,14% 0,951 0,02% 0,101 0,42% 1,089 -0,36% -0,695[+1, +10] -0,02% -0,090 0,06% 0,204 0,54% 0,989 -0,25% -0,336[+1, +20] 0,11% 0,358 -0,08% -0,175 0,31% 0,403 0,89% 0,853[+1, +80] -1,92% -3,265 *** -0,03% -0,033 1,75% 1,127 4,48% 2,143 **

Janelas CAR CAR CAR CAR[-5, -1] 1,11% 3,004 *** 1,60% 4,332 *** -0,04% -0,143 6,91% 6,254 ***[0] -0,13% -0,817 0,88% 5,342 *** -0,13% -0,920 3,88% 7,856 ***[+1, +5] 0,97% 2,627 *** -0,61% -1,648 * -0,12% -0,377 1,41% 1,275[+1, +10] 1,96% 3,755 *** 0,39% 0,744 0,25% 0,566 -1,90% -1,218[+1, +20] 3,08% 4,179 *** 0,92% 1,246 1,11% 1,777 * -10,67% -4,827 ***[+1, +80] 13,61% 9,221 *** 0,81% 0,547 5,51% 4,410 *** -6,12% -1,384

Janelas CAR CAR CAR CAR[-5, -1] -2,13% -1,407 4,65% 4,404 *** -1,16% -2,839 *** 0,99% 1,919 *[0] -0,66% -0,979 0,49% 1,027 -0,11% -0,607 0,29% 1,260[+1, +5] 0,02% 0,010 0,15% 0,140 0,44% 1,084 -0,90% -1,728 *[+1, +10] -0,62% -0,289 1,31% 0,879 -0,58% -0,999 -0,71% -0,965[+1, +20] -2,06% -0,679 9,11% 4,314 *** -0,50% -0,605 -1,62% -1,558[+1, +80] -0,65% -0,108 -8,41% -1,991 ** 5,50% 3,356 *** -6,32% -3,049 ***Os símbolos ***, **, e * indicam um teste de duas abas com níveis de significância de 1%, 5% e 10%, respectivamente.

Teste θ2 Teste θ2 Teste θ2 Teste θ2

Consumo, não cíclico Industrial Compras Vendas Compras Vendas


Comunicações Consumo, cíclicoCompras Vendas Compras Vendas


Tabela 7: CAR com uma Classificação IndustrialFinanceiras Materiais Básicos

Compras Vendas Compras Vendas



Para as transacções de compra, as rendibilida-des anormais acumuladas são positivas e esta-tisticamente significativas apenas para as cota-das de pequena e média capitalização. Cheuk et al. (2006) argumentam que em vários casos, sobretudo nas pequenas empresas, a separação entre a gestão e a propriedade é rara. Enquanto gestores/donos, os “insiders” dessas empresas são, em geral, mais bem informados em relação ao desempenho da própria empresa. Assim, as transacções destes “insiders” são geralmente mais lucrativas. Relacionada a dimensão das

empresas com as transacções de venda, consta-támos que apenas nas grandes capitalizações é que os “insiders” conseguem evitar perdas. A CAR para todas as janelas após o evento é sem-pre negativa e estatisticamente significativa. Seguindo o procedimento de Jeng et al. (1999) também investigámos se as transacções dos “insiders” estão de alguma forma relacionadas com o volume implícito nas ordens de compra e venda. A Tabela 9 agrega a CAR em função do volume relativo das transacções.

Janelas CAR CAR[-5, -1] 0,10% 0,390 3,36% 8,989 ***[0] 0,03% 0,236 1,53% 9,160 ***[+1, +5] 0,49% 1,845 * 0,66% 1,770 *[+1, +10] 0,98% 2,640 *** 0,38% 0,718[+1, +20] 1,48% 2,809 *** -0,68% -0,903[+1, +80] 6,61% 6,269 *** 1,17% 0,784

CAR CAR[-5, -1] 0,20% 0,808 1,57% 4,901 ***[0] -0,21% -1,888 * 0,39% 2,737 ***[+1, +5] 0,49% 1,980 ** -0,95% -2,962 ***[+1, +10] 0,72% 2,047 ** -0,07% -0,155[+1, +20] 1,56% 3,127 *** 0,60% 0,936[+1, +80] 8,92% 8,961 *** -1,67% -1,303

CAR CAR-0,83% -5,495 *** 0,26% 1,192

[0] -0,27% -3,994 *** 0,09% 0,904[+1, +5] 0,07% 0,481 -0,45% -2,068 **[+1, +10] -0,08% -0,385 -0,75% -2,428 **[+1, +20] -0,29% -0,952 -1,42% -3,239 ***[+1, +80] -2,80% -4,626 *** -2,93% -3,339 ***

Tabela 8: CAR em função da Dimensão da empresaPequenas1/3

Compras VendasTeste θ2 Teste θ2

Médias 1/3Compras Vendas

Teste θ2 Teste θ2


Teste θ2 Teste θ2

Grandes 1/3Compras Vendas


As compras nos agrupamentos de alto volume relativo apresentam um melhor desempenho para todas as janelas analisadas. No caso das vendas, a CAR é estatisticamente significativa apenas para os volumes relativos mais baixo. Isto significa que as rendibilidades anormais mais elevadas são conseguidas quando os “insiders” compram acções em grandes blocos ou quando alienam os títulos em pequenas tran-ches. Anteriormente tínhamos demonstrado que os “insiders”, no mercado português, ven-dem normalmente acções em grandes blocos e agora descobrimos que apenas aquelas que são

vendidas em pequenos lotes geram lucros mais elevados. Esta conclusão é coerente com as teo-rias que argumentam que os “insiders” não ven-dem as acções, com base em informação privi-legiada, com vista a evitar perdas, mas para investir o produto da venda num outro activo ou, simplesmente, para satisfazer as suas neces-sidades de consumo. Jeng et al. (1999) também argumentam que “os ‘insiders’ com uma posi-ção elevada no capital de uma empresa podem proceder à venda de grandes blocos com vista à diversificação ou por questões de dar liquidez ao título”. A relação entre os dois rácios de avaliação e as rendibilidades anormais também foi testada.

Janelas CAR CAR[-5, -1] -0,17% -0,774 1,18% 4,038 ***[0] -0,04% -0,430 0,35% 2,702 ***[+1, +5] 0,17% 0,767 -0,75% -2,549 **[+1, +10] 0,22% 0,684 -0,73% -1,756 *[+1, +20] 0,76% 1,689 * -1,53% -2,608 ***[+1, +80] 4,04% 4,510 *** -3,58% -3,060 ***

CAR CAR[-5, -1] -0,26% -1,212 2,07% 6,991 ***[0] -0,14% -1,462 0,83% 6,243 ***[+1, +5] 0,10% 0,457 -0,05% -0,177[+1, +10] 1,01% 2,401 ** 0,25% 0,594[+1, +20] 1,01% 2,401 ** 0,34% 0,581[+1, +80] 2,56% 3,032 *** 0,43% 0,364

CAR CAR[-5, -1] -0,10% -0,397 1,96% 5,696 ***[0] -0,27% -2,481 ** 0,84% 5,470 ***[+1, +5] 0,78% 3,214 *** 0,07% 0,193[+1, +10] 1,00% 2,907 *** 0,04% 0,086[+1, +20] 0,98% 2,008 ** -0,31% -0,450[+1, +80] 6,13% 6,283 *** -0,25% -0,179

Teste θ2 Teste θ2


Teste θ2 Teste θ2

Alto 1/3Compras Vendas

Teste θ2 Teste θ2

Médio 1/3Compras Vendas

Tabela 9: CAR em função do Volume Relativo das TransacçõesBaixo 1/3

Compras Vendas



Tal como foi exposto anteriormente, as rendibi-lidades dos “insiders” podem estar relacionadas com os rácios P/B e P/E (ver Cheuk et al. (2006)). Assumimos que os “insiders” tendem a comprar em período em que o P/B e o P/E são baixos e a vender em alturas em que esses rácios são mais elevados. A Tabela 10 prova que as acções adquiridas com um P/B baixo tendem a ter um desempenho melhor do que as acções compradas com um rácio médio ou ele-vado. Inversamente, para as acções vendidas

pelos “insiders”, a CAR é estatisticamente negativa apenas para as acções com um rácio P/B alto. Este resultado é consistente com a hipó-tese de que um elevado P/B é indício de um mau desempenho futuro. Um rácio do P/E baixo também é associado na literatura a rendibilidades mais elevadas no futuro, enquanto um P/E elevado é associado a um retorno futuro mais baixo. A Tabela 11 ilustra esta relação.

Janelas CAR CAR[-5, -1] 0,39% 1,545 3,24% 9,166 ***[0] -0,06% -0,556 1,42% 8,967 ***[+1, +5] 0,93% 3,696 *** 0,54% 1,539[+1, +10] 1,73% 4,877 *** 0,24% 0,476[+1, +20] 2,46% 4,897 *** -0,54% -0,759[+1, +80] 6,61% 6,577 *** 4,60% 3,253 ***

CAR CAR[-5, -1] -0,30% -1,282 0,51% 1,811 *[0] -0,07% -0,697 0,15% 1,223[+1, +5] -0,05% -0,214 -0,47% -1,684 *[+1, +10] -0,35% -1,051 -0,19% -0,465[+1, +20] 0,19% 0,411 -0,40% -0,717[+1, +80] 4,81% 5,144 *** -1,89% -1,679 *

CAR CAR[-5, -1] -0,84% -3,730 *** 1,50% 4,998 ***[0] -0,33% -3,281 *** 0,44% 3,253 ***[+1, +5] 0,09% 0,405 -0,84% -2,780 ***[+1, +10] 0,09% 0,280 -0,54% -1,272[+1, +20] -0,07% -0,166 -0,59% -0,973[+1, +80] 0,15% 0,169 -6,14% -5,104 ***

Teste θ2 Teste θ2


Teste θ2 Teste θ2


Teste θ2 Teste θ2


Tabela 10: CAR em função do "Price to Book Ratio"Baixo 1/3

Compras Vendas


Tal como exposto na investigação de Cheuk et al. (2006), é provável que os “insiders”, que são mais capazes de aferir o valor real das acções das suas empresas, comprem quando o P/E da acção está baixo e vendam quando este rácio está mais elevado. A Tabela 11 demonstra que para a amostra das compras dos “insiders”, a CAR só é positiva nas janelas após o evento no grupo das transacções com um P/E baixo. No caso das vendas, a CAR é estatisticamente negativa apenas para o agrupamento das tran-sacções com um rácio P/E elevado. Ambos os resultados apenas são estatisticamente significa-tivos para as janelas [+1, +20] e [+1, +80].

Em resumo, os nossos resultados confirmam que os “insiders” tomam em consideração a avaliação das respectivas empresas, antes de proceder à compra ou à venda de acções da pró-pria firma. Tal como referido anteriormente, usámos um modelo alternativo para gerar as rendibilidades esperadas, no sentido de controlar a qualidade dos nossos resultados. As rendibilidades anor-mais foram calculadas novamente, mas usando o modelo da média ajustada (descrito na equa-ção 8). Verifica-se que o padrão e as zonas de significância permanecem inalterados, tal como se constata na tabela 12 (cujos resultados são comparados com os da Tabela 6).

Janelas CAR CAR[-5, -1] -0,27% -1,333 1,70% 5,548 ***[0] 0,07% 0,809 0,39% 2,830 ***[+1, +5] 0,39% 1,941 * -0,28% -0,920[+1, +10] 0,37% 1,286 -0,19% -0,449[+1, +20] 1,25% 3,098 *** -0,42% -0,690[+1, +80] 1,41% 1,741 * -1,13% -0,928

CAR CAR[-5, -1] -0,58% -2,515 ** 0,21% 0,819[0] -0,30% -2,914 *** 0,31% 2,701 ***[+1, +5] 0,06% 0,242 -0,23% -0,922[+1, +10] -0,15% -0,472 -0,41% -1,149[+1, +20] -0,19% -0,414 -0,71% -1,394[+1, +80] -0,30% -0,326 -0,76% -0,751

CAR CAR[-5, -1] -1,13% -4,558 *** 1,54% 4,448 ***[0] -0,23% -2,049 ** 0,40% 1,058[+1, +5] 0,59% 2,387 ** -0,43% -1,242[+1, +10] 0,36% 1,017 -0,62% -1,274[+1, +20] -0,51% -1,032 -1,38% -1,990 **[+1, +80] -1,06% -1,072 -4,11% -2,968 ***

Teste θ2 Teste θ2


Teste θ2 Teste θ2


Teste θ2 Teste θ2


Tabela 11: CAR em função do "Price Earning Ratio"Baixo 1/3

Compras Vendas



7. CONCLUSÕES Os resultados da investigação demonstram que, apesar de existir em Portugal um enquadramen-to legal que pode condicionar as actividades dos “insiders”, estes continuam a conseguir obter rendibilidades anormais quando estão a nego-ciar acções da própria empresa. O padrão encontrado nas rendibilidades anormais é con-sistente com uma estratégia em que os adminis-tradores procuram o melhor “timing” para as suas transacções: eles vendem (compram) depois de uma subida (descida) nos preços e depois das suas transacções verifica-se uma inversão na tendência dos preços, um resultado que é semelhante ao obtido por Friederich et al. (2000).

Mas, as nossas conclusões sugerem ainda que as compras por parte dos “insiders” são um indicador mais forte do que as vendas. Apesar de os resultados obtidos apontarem para a possibilidade dos “outsiders” poderem ganhar rendibilidades anormais, replicando as compras dos “insiders”, esta estratégia, na prática, não é aplicável em Portugal devido à ausência de informação pública quando as transacções acontecem. Quando a informação das transac-ções dos “insiders” chega ao público em geral, ela já não tem qualquer valor comercial. Neste contexto, a “Directiva 2003/6/EC” do Parlamento Europeu recomenda aos estados membros que publiquem informação sobre as transacções dos “insiders” o mais depressa possível4. Em Portugal, até agora, esta recomendação ainda não foi acatada.

JanelasCAR CAR CAR

[-5, -1] -1,08% -8,862 *** -0,54% -3,595 *** 2,01% 9,756 ***[0] -0,46% -8,441 *** -0,26% -3,928 *** 0,80% 8,654 ***[+1, +5] 0,29% 2,401 ** 0,42% 2,754 *** -0,08% -0,384[+1, +10] 0,37% 2,161 ** 0,72% 3,358 *** 0,22% 0,770[+1, +20] 0,92% 3,771 *** 1,43% 4,751 *** -0,03% -0,063[+1, +80] 4,41% 9,060 *** 7,10% 11,767 *** 0,24% 0,296

Teste θ2 Teste θ2 Teste θ2


Tabela 12: CAR usando o Modelo da Média AjustadaAmostra Global Compras Vendas

4- Artigo n. ° 3 da “Directiva 2003/6/EC”


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RESUMO Neste artigo é avaliado e comparado o desempenho de fundos de acções pertencentes ao mercado Português, que investem quer no mercado local quer no mercado Europeu, utili-zando modelos de avaliação do desempenho condicionais e não condicionais. Em vez das habituais variáveis locais, este estudo utiliza variáveis de informação pública europeias e analisa detalhadamente o impacto nas estimati-vas do desempenho da utilização de variáveis condicionais sujeitas a um processo estocástico de remoção da tendência (“detrended”), de modo a evitar os efeitos decorrentes de poten-ciais regressões espúrias.

Os resultados sugerem que os gestores dos fun-dos não são capazes de “bater” o mercado, apresentando desempenhos negativos ou neu-tros. Para além disso, é possível observar um efeito distância, na medida em que os gestores que investem no mercado local apresentam um desempenho superior ao dos que investem no mercado Europeu. A introdução da condiciona-lidade melhora quer as estimativas de desempe-nho quer o poder explicativo dos modelos, com evidência de betas (mas não de alfas) variáveis ao longo do tempo. No entanto, a utilização de variáveis “detrended” permite concluir que a

significância estatística das variáveis de informação se deve à existência de regressões espúrias. Palavras-Chave: Fundos de Investimento, Avaliação do Desempenho Condicional, Regressões Espúrias 1. INTRODUÇÃO

A avaliação do desempenho dos gestores de carteiras de investimento tem registado uma significativa evolução ao longo das últimas décadas e continua a ser um dos temas da maior actualidade e importância na área das Finanças, particularmente devido aos recentes e promisso-res desenvolvimentos de enorme interesse, não só para os académicos mas também para os prá-ticos. Embora relevante, esta questão é também algo controversa: por um lado, se os gestores evidenciarem capacidades para “bater” o mer-cado, tal terá implicações ao nível da eficiência dos mercados financeiros, um conceito que está na base dos modelos de avaliação de activos utilizados; por outro lado, evidência de desem-penho neutro ou inferior ao mercado teria implicações ao nível da estrutura do próprio sector, com o consequente desaparecimento dos fundos que sistematicamente os evidenciem.

A AVALIAÇÃO DO DESEMPENHO CONDICIONAL DE FUNDOS DE INVESTIMENTO E O PROBLEMA DAS REGRESSÕES ESPÚRIAS: UM ESTUDO EMPÍRICO PARA O MERCADO PORTUGUÊS

PAULO LEITE * E MARIA CÉU CORTEZ**

* Instituto Politécnico do Cávado e do Ave, Escola Superior de Gestão, 4750-117 Barcelos, Portugal

** NEGE, Universidade do Minho, Escola de Economia e Gestão, Gualtar, 4710-057 Braga, Portugal


A grande maioria dos estudos empíricos reali-zados, baseados em metodologias de avaliação do desempenho não condicionais, conclui que os fundos têm um desempenho inferior ao mer-cado. Todavia, nestas circunstâncias, estes ten-deriam a ser substituídos por estratégias passi-vas de investimento, facto que contraria a exis-tência e crescimento do sector. Neste contexto, novas metodologias de estudo, entre as quais se engloba a avaliação do desempenho condicio-nal, procuram reexaminar o desempenho dos gestores de fundos de investimento. Os modelos de avaliação do desempenho condi-cionais avaliam os gestores de carteiras tendo em consideração a informação pública disponí-vel, representada por um vector de variáveis desfasadas, no momento em que as rendibilida-des foram geradas. Assim, ao admitirem a variabilidade temporal do risco e rendibilidades esperadas, estes modelos deverão permitir a obtenção de estimativas de desempenho mais precisas (Chen e Knez, 1996; Ferson e Schadt, 1996). A importância da utilização das variáveis de informação desfasadas na previsão da evolução das rendibilidades de acções e obrigações pode, no entanto, ser posta em causa, já que estas séries tendem a comportar-se de forma persis-tente (e.g.: Ferson, Sarkissian e Simin, 2003b). De facto, uma grande parte dos estudos empíri-cos realizados não leva em consideração este potencial problema, o que faz questionar se a significância das variáveis de informação utili-zadas se poderá dever à existência de regressões espúrias. Neste contexto, os objectivos principais deste estudo são os seguintes: (1) avaliar e comparar

o desempenho de uma amostra de fundos de investimento mobiliários de acções pertencen-tes ao mercado Português utilizando quer modelos de avaliação condicionais quer os mais usuais modelos não condicionais e, desta forma, investigar o impacto da introdução das variá-veis condicionais nas estimativas do desempe-nho e averiguar a existência de betas e/ou alfas variáveis ao longo do tempo; (2) estudar, de forma detalhada, a influência nas estimativas do desempenho da utilização de variáveis condi-cionais sujeitas a um processo estocástico de remoção da tendência (“detrended”), com vista a evitar o surgimento de regressões espúrias. Este artigo está organizado da seguinte forma: na Secção seguinte é efectuada uma breve revi-são da literatura sobre a avaliação do desempe-nho condicional. A Secção 3 é dedicada à des-crição das metodologias de avaliação do desem-penho utilizadas. Na Secção 4 descreve-se a base de dados. A Secção 5 apresenta e discute os principais resultados empíricos deste estudo. Por último, na Secção 6 são expostas as conclu-sões. 2. REVISÃO DA LITERATURA Uma das limitações apontadas às medidas tradi-cionais de avaliação do desempenho (Treynor, 1965; Sharpe, 1966; Jensen, 1968) centra-se no facto de estas pressuporem a existência de uma medida de risco constante ao longo do período de avaliação. Neste sentido, estas medidas constituem uma abordagem não condicional da avaliação do desempenho, dado que não consi-deram a informação disponível acerca do estado da economia na estimação do risco e rendibili-dades esperadas, assumindo que estes permane-cem constantes ao longo do tempo.

A AVALIAÇÃO DO DESEMPENHO CONDICIONAL DE FUNDOS DE INVESTIMENTO… : 83


Na prática, tanto o risco como as rendibilidades esperadas variam ao longo do tempo, pelo que as abordagens não condicionais tenderão a pro-duzir estimativas de desempenho enviesadas, já que confundem a variação do risco e prémios de risco com a prestação do gestor. Na literatu-ra, há vários estudos que reconhecem a existên-cia de enviesamentos nestas medidas quando os gestores evidenciam capacidades de timing ou utilizam determinadas estratégias dinâmicas que resultem numa variação do risco (e.g.: Jen-sen, 1972; Grant, 1977; Dybvig e Ross, 1985; Grinblatt e Titman, 1989b). Por outro lado, ao longo dos últimos anos vários estudos (e.g.: Fama e French, 1989; Ilmanen, 1995; Pesaran e Timmermann, 1995; Silva, Cortez e Armada, 2003) têm mostrado a relevância e utilidade de determinadas variá-veis, tais como taxas de crescimento dos divi-dendos ou taxas de juro, na previsão da evolu-ção das rendibilidades de acções e obrigações, o que deu origem a importantes desenvolvimen-tos ao nível dos modelos de avaliação de acti-vos e, posteriormente, ao nível da avaliação do desempenho de fundos de investimento. De facto, como essas variáveis, que permitem “captar” o estado da economia, são informação pública, então os investidores podem usar estes indicadores para actualizarem as suas expectati-vas acerca das rendibilidades esperadas. Neste contexto, as medidas de desempenho deverão incorporar esta variação temporal (Ferson e Schadt, 1996). Surgiram, assim, os modelos de avaliação do desempenho condicional, que avaliam os gesto-res das carteiras levando em consideração a informação pública disponível no momento em que as rendibilidades foram geradas

(Farnsworth, 1997), o que permite que tanto o risco como as rendibilidades esperadas variem ao longo do tempo, em função da informação disponível acerca do estado da economia. Desta forma, uma estratégia de investimento que pos-sa ser replicada utilizando apenas essa informa-ção pública, perfeitamente disponível, não deve ser reconhecida como desempenho superior. Quando aplicados empiricamente, os modelos de avaliação do desempenho condicional pare-cem evidenciar uma maior robustez estatística (em termos de significância) das respectivas medidas de desempenho (e.g.: Chen e Knez, 1996; Ferson e Schadt, 1996; Christopherson, Ferson e Glassman, 1998; Christopherson, Ferson e Turner, 1999; Ferson e Qian, 2004), com alguns estudos a argumentarem ainda que esta nova abordagem permite a obtenção de melhores estimativas de desempenho. Para além disso, a introdução da condicionalidade é também importante do ponto de vista económi-co, já que permite encontrar padrões nos betas dos fundos e, assim, auxiliar o investidor a acompanhar o comportamento dinâmico dos gestores de carteiras (Otten e Bams, 2004). Enquanto o mercado dos Estados Unidos da América tem sido amplamente estudado, a ava-liação do desempenho condicional de fundos de investimento nos mercados Europeus, em geral (a única excepção é o mercado do Reino Unido), e no mercado Português, em particular, são ainda tópicos de pesquisa largamente inex-plorados. Adicionalmente, há estudos empíricos que sugerem que noutros mercados a utilização da informação condicional não se afigura tão importante como no mercado Americano (e.g.: Sawicki e Ong, 2000, no mercado Australiano, Otten e Bams, 2002, e Blake, Lehmann e Timmermann, 2002, em mercados Europeus).


Ao nível do mercado Português, o único estudo de que temos conhecimento que versa sobre a avaliação do desempenho condicional de fun-dos de investimento de acções é o de Cortez e Silva (2002). Baseados apenas no modelo par-cialmente condicional, os autores avaliam o desempenho de um conjunto de 12 fundos de acções nacionais no período Abril 1994 – Março 1998, sendo os seus resultados coerentes com a utilização de uma abordagem condicio-nal. 3. METODOLOGIA 3.1. Modelo Não Condicional A medida de desempenho não condicional utili-zada neste estudo corresponde ao alfa de Jensen (1968), que consiste na intercepção ( ) da seguinte regressão, baseada na versão ex-post do CAPM:

[1]

onde representa a rendibilidade em excesso (relativamente à taxa isenta de risco) da carteira p durante o período t, representa a rendibili-dade em excesso do mercado durante o mesmo período, é a medida do risco sistemático da carteira p e é uma variável residual que apre-senta um valor esperado de zero, variância constante e não está correlacionada nem com a rendibilidade do mercado nem com a compo-nente residual de outros títulos. A obtenção de um alfa positivo (negativo) e estatisticamente significativo indica um desempenho superior (inferior) ao do mercado.

tptmpptp r r ,,, εβα ++=

3.2. Modelos Condicionais Enquanto que no modelo não condicional tanto a medida de desempenho como a medida de risco são constantes, no modelo condicional proposto por Ferson e Schadt (1996) admite-se a variabilidade temporal dos betas. Assim, o beta condicional é uma função linear de um vector de variáveis desfasadas, , que repre-senta a informação pública disponível no momento t-1 para prever as rendibilidades do momento t:

[2]

onde é um vector dos desvios de em relação aos valores médios (não con-dicionais), é um vector que mede a relação entre o beta condicional e as variáveis informa-tivas e é um beta médio, representativo da média (não condicional) dos betas condicionais:

.

Se conjugarmos as equações [1] e [2] obtemos a seguinte regressão:

[3]

onde e repre-senta uma medida de desempenho condicional. Se um gestor utilizar apenas a informação pública contida em , o seu alfa condicional deverá ser igual a zero, evidenciando um desempenho neutro. Por esta razão é que a ava-liação do desempenho condicional é consistente com um mercado eficiente na forma “semi-forte”, como descrito por Fama (1970).

101)( −− ′+= tpptp z Z βββ

( ))( 1−tp ZE β


pα

tpr ,

tmr ,

pβ

tp ,ε

1−tZ

( )ZEZz tt −= −− 11

1−tZ

pβ ′

p0β

( ) tptmtptmpptp r zr r ,,1,0, εββα +′++= −

( ) ( ) 01,,1, =Ε=Ε −− ttmtpttp Zr Z εε pα

1−tZ


A regressão [3] poderá, também, ser perspecti-vada como um modelo multi-factor, sendo a rendibilidade em excesso do mercado o primei-ro factor e o produto dessa rendibilidade com cada uma das variáveis de informação os facto-res adicionais. Estes factores adicionais podem ser interpretados como as rendibilidades resul-tantes de estratégias dinâmicas de investimento, que consistem em deter unidades do índice de mercado vendendo ou pedindo empresta-do .unidades em Bilhetes do Tesouro, consti-tuídas com o intuito de reproduzir o comporta-mento do beta do fundo ao longo do tempo. Assim, a obtenção de um alfa condicional posi-tivo indicará que a rendibilidade média obtida pelo gestor é superior à rendibilidade média obtida através dessas estratégias dinâmicas. O modelo proposto por Ferson e Schadt (1996) é um modelo parcialmente condicional, já que apenas admite a variabilidade temporal dos betas das carteiras, assumindo que o alfa é constante. No entanto, tanto os betas como os alfas podem variar de acordo com as condições do mercado pelo que, se o desempenho do pró-prio gestor variar ao longo do tempo, um alfa constante não acrescenta muito poder explicati-vo ao modelo na tentativa de melhor avaliar o desempenho. Seguindo esta linha de raciocínio, Christopherson, Ferson e Glassman (1998) extendem o modelo de Ferson e Schadt (1996) ao assumirem que também o alfa é uma função linear do vector :

[4] 101)( −− ′+= tpptp z A Z αα

dando origem ao modelo seguinte:

[5]

onde é o alfa médio e o vector mede a sensibilidade do alfa condicional relativamente às variáveis de informação. Esta extensão do modelo permite estimar os alfas condicionais e acompanhar a sua variação ao longo do tempo em função das variáveis condicionais utilizadas. 4. DESCRIÇÃO DOS DADOS 4.1. Amostras Este estudo utiliza duas amostras de fundos de investimento mobiliários abertos de acções, domiciliados no mercado português e classifica-dos de acordo com os critérios da Associação Portuguesa de Fundos de Investimento, Pensões e Patrimónios (APFIPP) como Fundos de Acções Nacionais (FAN) ou Fundos de Acções da União Europeia, Suíça e Noruega (FUE), para o período compreendido entre Junho de 2000 e Junho de 20041. A motivação para a uti-lização e comparação do desempenho de fundos pertencentes a duas classes distintas resulta da crescente tendência para a integração dos mer-cados financeiros ao nível Europeu, facto que tem levado os investidores portugueses a inves-tirem cada vez mais noutros mercados. Adicio-nalmente, a consideração destas duas categorias permite investigar o efeito distância. Para a construção das amostras foram levadas em con-sideração fusões/incorporações noutros fundos, bem como alterações de denominação ou de políticas de investimento por parte dos fundos.

1−tz

1−tz

1−tz

( ) tptmtptmptpptp rzrzAr ,,1,010, εββα +′++′+= −−

p0α pA′

1- Apesar de se afigurar como desejável a escolha de um período mais alargado, tal consideração reduziria de forma substancial o número de fundos disponí-veis para análise, para além de que foi também necessário ter em atenção a disponibilidade de dados relativos às variáveis condicionais utilizadas.


Os fundos constituintes da primeira amostra, num total de 24, encontram-se descritos na Tabela 1 e são aqueles que sobreviveram a todo o período em análise pelo que, por conseguinte,

ainda existiam em 30 de Junho de 2004. Como podemos observar na Tabela 2, esta amostra representa, em média e para o período em análi-se, cerca de 54% da quota de mercado dos fundos de acções do mercado Português.


Tabela 1 – Fundos de Investimento Sobreviventes

Tabela 2 – Síntese das Características dos Fundos Sobreviventes Esta tabela mostra os valores médios, para o período em estudo (Junho 2000 – Junho 2004), do Valor Líquido Global (VLG) dos fundos sobreviventes e da respectiva quota de mercado. A quota de mercado refere-se ao peso do VLG de cada fundo relativamente ao VLG de todos os fundos de investimento mobiliários de acções.

2- Pese embora este fundo estar presentemente classificado como Fundo de Acções da União Europeia, até 19 de Maio de 2003 era um Fundo de Acções Nacionais. Como durante a maioria do período em análise pertenceu a esta última categoria, optou-se por mantê-lo integrado nesta classificação.

Fonte: Comissão do Mercado de Valores Mobiliários (CMVM).


De modo a evitar o surgimento de enviesamen-tos decorrentes do facto de a amostra de fundos estudada conter apenas fundos que sobrevive-

ram a todo o período em análise (“survivorship bias”), foi constituída uma segunda amostra, descrita na Tabela 3, constituída pelos fundos que desapareceram durante o mesmo período3.

3- A composição desta amostra foi confirmada quer com a Associação Portuguesa de Fundos de Investimento, Pensões e Patrimónios (APFIPP) quer com a Comissão do Mercado de Valores Mobiliários (CMVM). 4- No entanto, saliente-se que os FAN apresentam um “survivorship bias” negativo, o que significa que o impacto dos fundos não sobreviventes na carteira que contém todos os fundos é positivo e não negativo, como seria de esperar. Este facto parece estar mais relacionado com os movimentos de concentração ocorridos durante o período em análise no sector bancário nacional, que controla o mercado dos fundos de investimento, do que propriamente com desempe-nhos fracos por parte dos fundos, já que 16 dos 20 fundos que desapareceram foram fundidos/incorporados noutros fundos.

Tabela 3 – Fundos de Investimento Não Sobreviventes

A questão do “survivorship bias” é um proble-ma crítico nos estudos de avaliação do desem-penho porque os fundos que desaparecem ten-dem a fazê-lo pelo facto de evidenciarem desempenhos persistentemente fracos, pelo que ao se estudarem apenas os fundos sobreviventes o desempenho tenderá a ser sobrestimado. No entanto, entre os autores que abordam este tópi-co na literatura não existe um consenso sobre a magnitude e significância deste tipo de enviesa-mento. De facto, enquanto alguns estudos suge-rem que o seu impacto é muito pequeno e/ou não estatisticamente significativo (e.g.: Grin-blatt e Titman, 1989a; Brown et al., 1992; Brown e Goetzmann, 1995), outros sugerem que o seu impacto nas estimativas do desempe-nho é significativo (e.g.: Malkiel, 1995; Blake e Timmermann, 1998). Para além disso, há ainda estudos que defendem que a existência deste

enviesamento depende da predisposição dos investidores para desinvestirem dos fundos cujo desempenho seja consistentemente fraco (e.g.: Shukla e Trzcinka, 1994). Neste caso concreto, para avaliar o impacto do “survivorship bias”, em cada categoria de fun-dos foram comparadas as rendibilidades (ajustadas e não ajustadas ao risco) de uma car-teira de fundos sobreviventes com a de uma carteira que continha todos os fundos (sobreviventes e não sobreviventes), ambas construídas com iguais ponderações. Esta análi-se permitiu constatar que o impacto deste tipo de enviesamento nas estimativas de desempe-nho é muito pequeno, variando entre -0.51% e 0.70% ao ano, pelo que os nossos resultados não são significativamente afectados por este potencial problema.4



4.2. Rendibilidade dos Fundos e do Mercado Os dados necessários para o cálculo das rendi-bilidades mensais dos fundos, nomeadamente o valor das unidades de participação e dividendos distribuídos, foram obtidos junto das respecti-vas Sociedades Gestoras. As rendibilidades, ajustadas a dividendos ( ), foram calculadas como ,onde ( ) representa o valor da unidade de participação do fundo p no fim do período t (t-1).

As cotações das unidades de participação são líquidas de impostos e de comissões de gestão e de depósito, mas não englobam comissões de subscrição ou de resgate. Quanto a dividendos, apenas um dos fundos estudados distribuiu divi-dendos durante o período em análise; para esse caso, foi considerado o seu reinvestimento na mesma data em que foram distribuídos. A Tabela 4 apresenta algumas estatísticas das ren-dibilidades das carteiras de fundos utilizadas neste estudo, na qual se pode verificar que estas são, em média e para o período em análise, negativas e normalmente distribuídas.5

5- No que respeita aos fundos individuais, as rendibilidades médias mensais são negativas para todos os fundos sobreviventes e para 15 dos fundos não sobre-viventes. Utilizando a estatística Jarque-Bera, apenas um fundo rejeita a hipótese nula de existência de uma distribuição normal das rendibilidades, para um nível de significância de 5%.

tpR ,

( )1,,ln −tptp UPUP tpUP , 1, −tpUP

Tabela 4 – Estatísticas das Rendibilidades das Carteiras de Fundos

Esta tabela mostra os valores das rendibilidades (não ajustadas ao risco), mensais e expressas em percentagem, das carteiras de FAN e FUE construídas para o período Junho 2000 – Junho 2004. p-val (JB) é o valor de pro-babilidade da estatística Jarque-Bera exceder, em valor absoluto, o valor observado para a hipótese nula de existência de uma distribuição normal.

Para o cálculo das rendibilidades da carteira de mercado foram utilizados dois índices ajustados a dividendos: o índice PSI-20 TR, no caso dos FAN, obtido junto da Euronext Lisboa e o índi-ce MSCI Europe TR, no caso dos FUE, obtido através da Morgan Stanley Capital Internatio-nal (MSCI). Em ambos os casos, a correcção pela distribuição de dividendos é ilíquida de impostos, de modo a representar o seu reinves-

timento na carteira de acções subjacente ao índice. A rendibilidade do mercado no período t ( ) foi calculada como , onde. . representa o valor do índice de mercado no período t e o valor do mesmo índice no período t-1. As estimativas da taxa isenta de risco foram calculadas a partir da série de rendibilidades

tmR , ( )1,,ln −tmtm II

tmI ,

1, −tmI


anualizadas da taxa Euribor (Euro Interbank Offered Rate) a 1 mês, obtida junto do Banco de Portugal, tendo sido utilizada a relação de proporcionalidade para o cálculo das taxas mensais. 4.3. Variáveis Condicionais Neste estudo são utilizadas como variáveis con-dicionais a taxa de crescimento dos dividendos (dividend yield) de um índice de mercado, uma medida do declive da estrutura temporal das taxas de juro e um indicador das taxas de juro de curto prazo. Uma vez que, na literatura, se têm afigurado como relevantes na previsão da evolução das rendibilidades de acções, estas mesmas variáveis são também utilizadas na maior parte dos estudos empíricos já realizados (e.g.: Ferson e Schadt, 1996; Christopherson, Ferson e Glassman, 1998; Cortez e Silva, 2002). É utilizado na análise um desfasamento temporal de 1 mês para cada variável, de modo a que estas possam ser indicadores representati-vos de informação pública disponível para os investidores. Uma contribuição deste estudo é o facto de serem utilizadas variáveis de informação refe-rentes ao mercado Europeu, para as duas clas-ses de fundos a estudar, ao passo que na esma-gadora maioria dos estudos empíricos são utili-zadas variáveis locais. A justificação para a uti-lização destas variáveis está relacionada com o estabelecimento da União Económica e Mone-tária (UEM) e a adopção do Euro que, para além de originarem uma maior convergência das rendibilidades de obrigações, taxas de infla-ção e taxas de juro, têm também contribuído para um crescente grau de integração dos mercados de acções a nível Europeu (e.g.:

Fratzscher, 2002; Kim, Moshirian e Wu, 2005; Hardouvelis, Malliaropulos e Priestley, 2006). Por esta razão, as rendibilidades esperadas nos mercados de acções passaram a ser cada vez mais determinadas pelo risco do mercado Euro-peu e menos pelo risco do mercado local (Hardouvelis, Malliaropulos e Priestley, 2006). Assim, o dividend yield (DY) do índice de mer-cado foi calculado tendo por base o índice MSCI Europe. O valor obtido para cada mês resulta do quociente entre o somatório dos divi-dendos pagos pelas empresas constituintes do índice nos 12 meses imediatamente anteriores pela cotação actual do mesmo, tendo os dados sido fornecidos pela MSCI. Como medida do declive da estrutura temporal de taxas de juro (TS) é geralmente utilizada a diferença entre as rendibilidades de duas obri-gações, uma de longo prazo e outra de curto prazo. No caso concreto, como indicador de longo prazo foi utilizada a taxa de rendibilidade anualizada das obrigações do governo alemão (dado tratar-se do mercado mais representativo da Europa no que respeita ao segmento obriga-cionista) com uma maturidade superior a 9 mas inferior a 10 anos, obtida através do Banco Central Europeu. Embora fosse preferível utili-zar, também, a taxa de rendibilidade de uma obrigação emitida pelo governo alemão como indicador de curto prazo, não nos foi possível obter tais dados para o período em análise, dada a inexistência de um mercado líquido de Bilhe-tes do Tesouro. Assim, optou-se por utilizar a rendibilidade anualizada da taxa Euribor a 3 meses, obtida através do Banco de Portugal. Por último, como indicador do nível das taxas de juro de curto prazo (EUR) foi, também, utili-zada a rendibilidade anualizada da taxa Euribor



a 3 meses. Como sugerido por Ferson e Schadt (1996), nos testes estatísticos utilizamos não o nível das variáveis de informação mas sim o seu desvio face ao valor esperado, o que permi-te trabalhar com variáveis de média zero, proce-dimento importante para evitar enviesamentos nas regressões e facilitar a interpretação dos resultados. 5. RESULTADOS EMPÍRICOS 5.1. Modelo Não Condicional A avaliação do desempenho da nossa amostra de fundos sobreviventes foi efectuada quer a um nível global, através da construção de duas carteiras de fundos (uma para cada categoria)

com iguais ponderações, quer ao nível dos fun-dos considerados individualmente. Assim, o desempenho de cada categoria de fundos foi estimado através da construção de uma carteira que inclui todos os fundos (um fundo de fun-dos) e não calculando apenas a média dos resul-tados dos fundos individuais. A opção de utili-zar iguais ponderações justifica-se pelo facto de, numa indústria altamente concentrada, uma carteira na qual as ponderações fossem distri-buídas de acordo com o tamanho de cada fundo tender a ser dominada por um número muito reduzido de grandes fundos. A Tabela 5 apresenta as estimativas de desempenho e risco obtidas com o modelo não condicional.

Tabela 5 – Medidas de Desempenho e Risco utilizando o Modelo Não Condicional

Esta tabela apresenta as estimativas de desempenho e risco, obtidas através da regressão , para as duas carteiras de fundos sobreviventes. Os valores apresentados para a medida de Jensen encontram-se expressos em percentagem. R2 (aj.) é o coeficiente de determinação ajustado, expresso em percentagem. Os asteriscos são utilizados para identificar os coeficientes estatisticamente significativos para os níveis de signifi-cância de 1% (***), 5% (**) e 10% (*), tendo os erros das estimativas sido ajustados quanto a heteroscedastici-dade e autocorrelação segundo o método de Newey e West (1987). São também indicados o número de fundos individuais que apresentam alfas positivos (N+) ou negativos (N–), bem como o número desses coeficientes que são estatisticamente significativos para um nível de significância de 5%, assinalado entre parêntesis rectos.

tptmpptp r r ,,, εβα ++=

Os resultados sugerem que os gestores dos fundos não são capazes de “bater” o mercado, apresentando desempenhos negativos ou neu-tros, sendo os coeficientes de determinação ajustados elevados para ambas as carteiras. Este tipo de evidência é consistente com a maior parte dos estudos empíricos realizados.

A comparação entre os resultados das duas categorias de fundos estudadas é, sem dúvida, interessante pois enquanto a carteira de FAN apresenta um alfa positivo mas que não é estatisticamente significativo, a carteira de FUE apresenta um alfa negativo e estatisticamente significativo a 1%. Ao nível dos fundos


individuais os resultados são semelhantes, com todos os FAN a apresentarem desempenhos que não são estatisticamente diferentes de zero6 e oito FUE apresentam alfas negativos e estatisti-camente significativos a 5%. Desta forma, os nossos resultados sugerem a existência de um efeito distância (“distance effect”), na medida em que os gestores que investem no mercado local obtêm melhores desempenhos do que os que investem no mercado Europeu. Uma possí-vel explicação para esta diferença tem a ver com o facto de os gestores que investem no mercado local tenderem a ter vantagens em ter-mos de obtenção de informação, que fazem com que apresentem melhores capacidades de selectividade, tal como demonstraram Coval e

Moskowitz (2001) e Engström (2003), entre outros. Uma outra explicação para esta diferen-ça de desempenho pode estar no facto dos FUE assumirem níveis de risco superiores, tanto específico (dado que têm um número muito mais elevado de acções nas quais podem inves-tir) como sistemático, como é possível constatar pelos valores dos betas apresentados na Tabela 5. 5.2. Modelos Condicionais A aplicação dos modelos condicionais foi pre-cedida de uma análise da significância das variáveis de informação, através de regressões simples e múltiplas. Os resultados obtidos são apresentados na Tabela 6.

6- Estes resultados são consistentes com os de Cortez e Silva (2002) e Romacho e Cortez (2006).



Pela observação da tabela podemos concluir que praticamente todas as variáveis parecem ser significativas a nível individual (a excepção verifica-se com a variável TS no caso do índice MSCI Europe TR) e que, quer ao nível das regressões simples quer com as regressões múl-tiplas, o R2 ajustado é bem mais elevado no caso do PSI20-TR. Nas regressões individuais, a variável mais importante parece ser a taxa de juro de curto prazo (EUR), que se afigura como

altamente significativa quer na explicação das rendibilidades em excesso do índice PSI20-TR quer nas do índice MSCI Europe TR. Os coefi-cientes positivos obtidos para as variáveis DY e TS e o coeficiente negativo obtido para a variável EUR correspondem ao esperado, pois as rendibilidades esperadas nos mercados de acções tendem a ser mais altas no início de um ciclo de recuperação económica, quando as taxas de crescimento dos dividendos são

Tabela 6 – Regressões das Rendibilidades em Excesso do Mercado com as Variáveis Condicionais

Nas regressões simples, a variável dependente é a rendibilidade em excesso do mercado (utilizando quer o índi-ce PSI20-TR quer o índice MSCI Europe TR) e a variável independente cada uma das 3 variáveis condicionais (DY – taxa de crescimento dos dividendos; EUR – taxa de juro de curto prazo; TS – declive da estrutura tem-poral de taxas de juro), desfasadas 1 mês. Nas regressões múltiplas a rendibilidade em excesso do mercado será a variável dependente numa regressão que contará com as 3 variáveis condicionais, desfasadas 1 mês, como variáveis independentes. Todas as variáveis condicionais utilizadas são variáveis de média zero. Os asteriscos são utilizados para identificar os coeficientes estatisticamente significativos para os níveis de significância de 1% (***), 5% (**) e 10% (*), tendo os erros das estimativas sido ajustados quanto a heteroscedasticidade e autocorrelação segundo o método de Newey e West (1987). Wald representa o valor de probabilidade (também ajustado segundo o método de Newey e West (1987)) da estatística qui-quadrado (χ) do teste de Wald para a hipótese nula de que os coeficientes da regressão são conjuntamente iguais a zero.


elevadas e as taxas de juro de curto prazo são baixas. Nas regressões múltiplas a significância das variáveis condicionais é mais reduzida, princi-palmente no caso do índice PSI20-TR. No entanto, se testarmos a sua significância conjun-ta é possível, quer para o PSI20-TR quer para o MSCI Europe TR, para um nível de significân-cia de 5%, rejeitar a hipótese nula de que os coeficientes das variáveis condicionais sejam conjuntamente iguais a zero, o que parece indi-car que as rendibilidades (em excesso) espera-das para o mercado variam ao longo do tempo com as variáveis de informação pública, o que motiva e justifica o uso de modelos de avalia-ção do desempenho condicionais7. A Tabela 7 apresenta os resultados do modelo parcialmente condicional. Nela podemos cons-tatar que, com a introdução da condicionalidade

(numa primeira fase apenas ao nível dos betas), tanto as estimativas do desempenho das cartei-ras como os coeficientes de determinação ajus-tados aumentam, o que é consistente com os resultados de Ferson e Schadt (1996), entre outros. Apesar das estimativas de desempenho se manterem neutras para a carteira de FAN e significativamente negativas para a carteira de FUE, neste último caso a estatística t diminui em valor absoluto, deslocando-se para a direita no sentido da região de desempenho neutro. À semelhança do que sucedera com o modelo não condicional, também no modelo parcialmente condicional está patente o efeito distância, que parece ser ligeiramente reforçado com a intro-dução da condicionalidade. Quanto aos fundos individuais, há apenas dois FUE cujo desempe-nho se alterou de negativo para neutro, para um nível de significância de 5%. Para 23 dos 24 fundos individuais estudados, o R2 ajustado é superior, com aumento que vão desde 0.10% a uns expressivos 8.53%.

Tabela 7 – Medidas de Desempenho e Risco utilizando o Modelo Parcialmente Condicional

Esta tabela mostra as estimativas dos coeficientes obtidos através da regressão para as duas carteiras de fundos sobreviventes. Nestas regressões, para além das rendibilidades em excesso do mer-cado, são utilizados mais 3 factores, que consistem nos produtos da rendibilidade em excesso do mercado por cada uma das variáveis de informação: taxa de crescimento dos dividendos (DY), taxa de juro de curto prazo (EUR) e declive da estrutura temporal de taxas de juro (TS). Todas as variáveis condicionais têm média zero e encontram-se desfasadas 1 mês. Os valores apresentados para a medida de desempenho encontram-se expres-sos em percentagem. R2 (aj.) é o coeficiente de determinação ajustado, expresso em percentagem. Os asteriscos são utilizados para identificar os coeficientes estatisticamente significativos para os níveis de significância de 1% (***), 5% (**) e 10% (*), tendo os erros das estimativas sido ajustados quanto a heteroscedasticidade e autocorrelação segundo o método de Newey e West (1987). São também indicados o número de fundos indivi-duais que apresentam alfas positivos (N+) ou negativos (N–) e as estimativas dos betas condicionais, bem como o número desses coeficientes que são estatisticamente significativos para um nível de significância de 5%, indi-cados entre parêntesis rectos. Wald representa o valor de probabilidade da estatística qui-quadrado (χ) do teste de Wald para a hipótese nula de que os coeficientes dos termos adicionais, ou sejam, os betas condicionais, são conjuntamente iguais a zero.


7- Apesar de não constar deste artigo, foi também analisada a significância das variáveis de informação na explicação das rendibilidades (em excesso) das carteiras de fundos, tendo os resultados sido muito similares.



A significância das variáveis de informação foi testada quer individualmente (através de testes t) quer conjuntamente (utilizando o teste de Wald). Os resultados encontrados parecem indi-car que apenas a taxa de crescimento dos divi-dendos (DY) é estatisticamente significativa a 5% para as duas carteiras de fundos estudadas (bem como para 15 fundos individuais), com as restantes variáveis a não apresentarem grande capacidade para explicar a evolução das rendi-bilidades dos fundos. Os valores de probabilida-de da estatística qui-quadrado (χ) do teste de Wald são bastante baixos e permitem rejeitar a hipótese dos coeficientes dos betas condicionais serem conjuntamente iguais a zero para as duas carteiras e para 21 dos 24 fundos individuais. Assim, os resultados parecem apontar para a existência de betas variáveis ao longo do tempo em função das variáveis de informação, existin-do uma correlação negativa e significativa a 5% entre a variável taxa de crescimento dos divi-dendos e os betas condicionais, que explica o facto dos alfas condicionais serem superiores aos alfas não condicionais. De acordo com a literatura, essa correlação negativa entre os betas condicionais e as variáveis de informação pode ser explicada pela entrada ou saída de ele-vados fluxos monetários nos fundos ou pelo facto dos betas dos activos que deles fazem par-te variarem ao longo do tempo (Ferson e Schadt, 1996; Ferson e Warther, 1996). No entanto, no caso de fundos pertencentes ao mer-cado Português a primeira explicação afigura-se como pouco provável uma vez que as socieda-des gestoras de fundos são praticamente todas controladas pelo sector bancário, facto que ten-de a condicionar as escolhas dos investidores no sentido de manterem os seus investimentos em fundos pertencentes ao mesmo grupo. Assim, uma possível explicação para esta correlação negativa pode estar no facto de os fundos em estudo investirem fundamentalmente em acções

de grandes empresas, fazendo com que os padrões de variação dos betas das carteiras sejam consistentes com a variação temporal dos betas dessas acções, os quais podem encontram-se negativamente correlacionados com as rendi-bilidades esperadas para o mercado, como demonstraram Jagannathan e Wang (1996). A utilização de um modelo totalmente condi-cional produz resultados variados. Como pode-mos observar na Tabela 8, tanto para a carteira de FAN como para a carteira de FUE, os testes de Wald realizados ao conjunto dos alfas e betas são significativos a 5%, permitindo rejei-tar a hipótese destes serem conjuntamente nulos. Para além disso, em ambas as carteiras rejeitam-se as hipóteses quer dos betas quer dos alfas condicionais serem, respectivamente, iguais a zero (embora no caso dos alfas dos FAN tal só suceda para um nível de significân-cia de 10%), o que parece indicar a existência de alfas variáveis ao longo do tempo. Contudo, se analisarmos as estimativas da função alfa condicional com maior detalhe, podemos cons-tatar que nenhuma das variáveis de informação é estatisticamente significativa para as duas car-teiras, bem como para a maioria dos fundos individuais. A variável taxa de crescimento dos dividendos continua a ser a mais importante, mas é apenas significativa a 5% para 5 dos FUE. Comparativamente ao modelo parcialmente condicional, o modelo totalmente condicional apresenta idênticos coeficientes de determina-ção ajustados e resultados muito semelhantes quer para os betas condicionais quer para as estimativas de desempenho, apesar de se obser-var uma ligeira diminuição do efeito distância. Desta forma, os nossos resultados contrastam com os de Christopherson, Ferson e Glassman (1998), mas são semelhantes aos de Otten e Bams (2004).


5.3. O Problema das Regressões Espúrias e a Importância de Utilizar Variáveis Condicionais “Detrended” A importância da utilização das variáveis de informação desfasadas na previsão da evolução das rendibilidades de acções e obrigações tem sido recentemente posta em causa, já que pode-rá estar relacionada com a utilização de regres-sores persistentes, que possuem elevadas auto-correlações (e.g.: Ferson, Sarkissian e Simin, 2003b). Como, de uma maneira geral, variáveis como as taxas de juro de curto prazo ou as taxas de crescimento dos dividendos tendem a evi-denciar elevados coeficientes de correlação, o tratamento econométrico destas variáveis é de crucial importância para os modelos de avalia-ção do desempenho condicional, no sentido de evitar o surgimento de regressões espúrias. De facto, uma grande parte dos estudos empíricos

elaborados não tem levado em consideração este potencial enviesamento, facto que pode levar a que a significância das variáveis condi-cionais seja incorrectamente aferida. Neste estudo, levamos a cabo uma análise mais detalhada das séries de dados relativas às variá-veis condicionais. Como podemos verificar na Tabela 9, além das elevadas correlações que existem entre as 3 variáveis, todas as séries uti-lizadas apresentam coeficientes de correlação de 1.ª ordem muito elevados, que variam entre 92% e 96%. Para além disso, testamos a esta-cionaridade destas séries utilizando o teste de Dickey-Fuller (1979) aumentado, o qual, para um valor crítico de MacKinnon de 5%, não per-mitiu rejeitar a hipótese de existência de uma raiz única para vários desfasamentos (nomeadamente 1, 2, 3, 6, 9 e 12 períodos), permitindo-nos concluir que as séries não são estacionárias.

Tabela 8 – Medidas de Desempenho e Risco utilizando o Modelo Totalmente Condicional

Esta tabela apresenta as estimativas da média dos alfas condicionais (expressa em percentagem), da função alfa condicional e da média dos betas condicionais para as duas carteiras de fundos sobreviventes em estudo, utili-zando a regressão . As variáveis de informação são a taxa de crescimento dos dividendos (DY), a taxa de juro de curto prazo (EUR) e o declive da estrutura temporal de taxas de juro (TS). Todas estas variáveis têm média zero e encontram-se desfasadas 1 mês. R2 (aj.) é o coeficiente de deter-minação ajustado, expresso em percentagem. Os asteriscos são utilizados para identificar os coeficientes esta-tisticamente significativos para os níveis de significância de 1% (***), 5% (**) e 10% (*), tendo os erros das estimativas sido ajustados quanto a heteroscedasticidade e autocorrelação segundo o método de Newey e West (1987). São também indicados o número de fundos individuais que apresentam médias dos alfas condicionais positivas (N+) ou negativas (N–) e as estimativas dos alfas condicionais, bem como o número desses coeficien-tes que são estatisticamente significativos para um nível de significância de 5%, indicados entre parêntesis rec-tos. W1, W2 e W3 representam os valores de probabilidade (ajustados segundo o método de Newey e West (1987)) da estatística qui-quadrado (χ) do teste de Wald para a hipótese nula de que os coeficientes dos alfas, betas e alfas e betas condicionais, respectivamente, são conjuntamente iguais a zero.

( ) tptmtptmptpptp r zr z Ar ,,1,010, εββα +′++′+= −−



A conjugação dos factores supra referidos suge-re a possibilidade de se estar na presença de regressões espúrias. Para tentar reduzir este pro-blema, uma das soluções seria a incorporação, no lado direito das regressões, de uma variável desfasada da variável dependente, de modo a “absorver” a autocorrelação. No entanto, como argumentam Ferson, Sarkissian e Simin (2003a), esta solução não será a mais indicada no caso concreto de regressões que envolvam rendibilidades de acções porque nestas a rendi-bilidade esperada ex-ante pode ser persistente mas a rendibilidade actual inclui um considerá-vel ruído que não é previsível. Nestes casos, a regressão espúria é gerada pela persistência da rendibilidade ex-ante, mas o ruído torna a ren-dibilidade desfasada um instrumento pobre para captar esta persistência.

Assim, seguindo a sugestão de Ferson, Sarkis-sian e Simin (2003a), as variáveis de informa-ção foram sujeitas a um processo estocástico de remoção da tendência (“stochastic detren-ding”), que consiste em subtrair às variáveis uma média móvel dos valores registados nos 12 meses precedentes. Este procedimento tem como objectivo diminuir a persistência do regressor alterado, resultando em autocorrela-ções que se situem abaixo do nível no qual as regressões espúrias se tornam um problema, sendo bastante apelativo pelo facto de não requerer a estimação de qualquer parâmetro. Os efeitos deste procedimento estão bem patentes nos novos valores obtidos para as estatísticas das variáveis condicionais, agora “detrended”, apresentados na Tabela 10.

Tabela 9 – Estatísticas Relativas às Variáveis Condicionais

Esta tabela mostra algumas estatísticas relativas às três variáveis condicionais utilizadas, para o período Junho 2000 a Junho 2004. A Tabela 9A apresenta várias estatísticas para essas variáveis (anuais, de média zero e expressas em percentagem) bem como os respectivos coeficientes de correlação de ordem 1, 3, 6 e 12. A Tabela 9B apresenta a matriz de correlações entre as variáveis.


Neste caso concreto, para além da diminuição dos coeficientes de correlação de 1.ª ordem das três séries para valores entre 84% e 91%, estas passam a apresentar muito poucos indícios de não estacionaridade, sendo a hipótese nula do teste de Dickey-Fuller (1979) aumentado sem-pre rejeitada a 5% (10%) para desfasamentos até 6 (9) períodos. Para além disso, as correla-

ções entre as variáveis diminuem consideravel-mente. Por conseguinte, e em face do exposto, assume relevância proceder a uma nova análise à significância estatística das variáveis condi-cionais, de modo a verificar se estas mantêm a elevada significância anteriormente reportada. Os resultados desta análise são apresentados na Tabela 11.

Tabela 10 – Estatísticas Relativas às Variáveis Condicionais “Detrended”

Esta tabela mostra algumas estatísticas relativas às três variáveis condicionais utilizadas, para o período Junho 2000 a Junho 2004. A Tabela 10A apresenta várias estatísticas para essas variáveis (anuais, de média zero, “detrended” e expressas em percentagem) bem como os respectivos coeficientes de correlação de ordem 1, 3, 6 e 12. A Tabela 10B apresenta a matriz de correlações entre as variáveis.



Como se pode confirmar pelos valores apresen-tados na Tabela 11, a utilização de variáveis condicionais “detrended” compromete a eleva-da significância estatística que estas variáveis pareciam evidenciar na explicação das rendibi-lidades esperadas para o mercado. No caso das regressões individuais, apenas a variável taxa de juro de curto prazo é significativa a 5% e

apenas para o PSI20-TR, sendo os valores dos R2 ajustados muito fracos. Na regressão múlti-pla, nenhuma das três variáveis é estatistica-mente significativa a 5% e, no caso do MSCI Europe TR pode-se mesmo aceitar, para o mes-mo nível de significância, a hipótese nula do teste de Wald de que as variáveis são conjunta-mente iguais a zero8.

Tabela 11 – Regressões das Rendibilidades em Excesso do Mercado com as Variáveis Condicionais “Detrended”

Nas regressões simples, a variável dependente é a rendibilidade em excesso do mercado e a variável indepen-dente cada uma das 3 variáveis condicionais “detrended” (DY – taxa de crescimento dos dividendos; EUR – taxa de juro de curto prazo; TS – declive da estrutura temporal de taxas de juro), desfasadas 1 mês. Nas regres-sões múltiplas a rendibilidade em excesso do mercado será a variável dependente numa regressão que contará com as 3 variáveis condicionais “detrended”, desfasadas 1 mês, como variáveis independentes. Todas as variá-veis condicionais utilizadas são variáveis de média zero. Os asteriscos são utilizados para identificar os coefi-cientes estatisticamente significativos para os níveis de significância de 1% (***), 5% (**) e 10% (*), tendo os erros das estimativas sido ajustados quanto a heteroscedasticidade e autocorrelação segundo o método de Newey e West (1987). Wald representa o valor de probabilidade (também ajustado segundo o método de Newey e West (1987)) da estatística qui-quadrado (χ) do teste de Wald para a hipótese nula de que os coefi-cientes da regressão são conjuntamente iguais a zero.

8- Adicionalmente, apesar de não constar deste artigo, foi também analisada a significância destas variáveis para prever a evolução das rendibilidades em excesso das carteiras de fundos estudadas, sendo os resultados muito semelhantes.


Quando aplicamos as variáveis “detrended” nos modelos condicionais os resultados são substan-

cialmente diferentes dos obtidos anteriormente, como podemos confirmar na Tabela 12 para o modelo parcialmente condicional.

Tabela 12 – Medidas de Desempenho e Risco utilizando o Modelo Parcialmente Condicional e Variáveis Condicionais “Detrended”

Esta tabela mostra as estimativas dos coeficientes obtidos através da regressão para as duas carteiras de fundos sobreviventes. Nestas regressões, para além das rendibilidades em excesso do mer-cado, são utilizados mais 3 factores, que consistem na rendibilidade em excesso do mercado multiplicada por cada uma das variáveis condicionais: taxa de crescimento dos dividendos (DY), taxa de juro de curto prazo (EUR) e declive da estrutura temporal de taxas de juro (TS). Todas as variáveis condicionais são variáveis de média zero, desfasadas 1 mês e “detrended”. Os valores apresentados para a medida de desempenho encontram-se expressos em percentagem. R2 (aj.) é o coeficiente de determinação ajustado, expresso em percentagem. Os asteriscos são utilizados para identificar os coeficientes estatisticamente significativos para os níveis de signifi-cância de 1% (***), 5% (**) e 10% (*), tendo os erros das estimativas sido ajustados quanto a heteroscedastici-dade e autocorrelação segundo o método de Newey e West (1987). São também indicados o número de fundos individuais que apresentam alfas positivos (N+) ou negativos (N–) e as estimativas dos betas condicionais, bem como o número desses coeficientes que são estatisticamente significativos para um nível de significância de 5%, indicados entre parêntesis rectos. Wald representa o valor de probabilidade da estatística qui-quadrado (χ) do teste de Wald para a hipótese nula de que os coeficientes dos termos adicionais, ou seja, os betas condicio-nais, são conjuntamente iguais a zero.


Se compararmos os resultados obtidos com aqueles a que tínhamos chegado sem as variá-veis “detrended”, apresentados na Tabela 7, podemos observar que as estimativas de desem-penho são ligeiramente mais baixas para as duas carteiras de fundos, com os coeficientes de determinação ajustados a sofrerem também ligeiras oscilações. Contudo, apesar de poder-mos rejeitar, para um nível de significância de 5%, a hipótese nula de que as estimativas da função beta condicional sejam conjuntamente iguais a zero para as duas carteiras, o facto mais relevante é que as variáveis de informação pas-sam a não ser significativas. Desta forma, a evi-dência de betas variáveis ao longo do tempo em função da taxa de crescimento dos dividendos, obtidas anteriormente, deixa de existir. A utili-zação de um modelo totalmente condicional com variáveis de informação “detrended”,

apesar de não constar deste artigo, não produz qualquer alteração significativa a estes resulta-dos, dado não existir evidência de alfas variá-veis ao longo do tempo (de facto, nem é possí-vel rejeitar a hipótese de que os coeficientes da função alfa condicional sejam conjuntamente iguais a zero para as duas carteiras). Em resumo, o uso de variáveis condicionais “detrended” tem um impacto limitado em ter-mos das medidas de desempenho e dos coefi-cientes de determinação ajustados dos modelos. Contudo, o resultado mais importante é o desa-parecimento da evidência de variáveis de infor-mação estatisticamente significativas nos mode-los, o que sugere que a elevada significância anteriormente evidenciada por estas variáveis parece estar relacionada com a existência de regressões espúrias.


6. CONCLUSÕES Neste estudo, efectuamos uma avaliação do desempenho de fundos de acções pertencentes ao mercado Português, que investem quer em acções nacionais quer em acções europeias, para o período Junho 2000 – Junho 2004, utili-zando modelos de avaliação do desempenho condicionais e não condicionais. Em vez de apenas assumirmos um conjunto de variáveis de informação para utilizar nos modelos condicio-nais, testamos previamente a sua significância estatística na previsão da evolução das rendibi-lidades de acções, tendo estas evidenciado, numa primeira análise, um elevado poder expli-cativo. Os resultados do modelo não condicional indi-cam desempenhos neutros para os Fundos de Acções Nacionais e negativos para os Fundos de Acções da União Europeia, Suíça e Noruega, evidência esta que sugere a existência de um efeito distância. A incorporação das variáveis de informação no modelo levou à obtenção de melhores estimativas de desempenho bem como a um aumento do poder explicativo do modelo, resultados estes que são consistentes com estu-dos anteriores (e.g.: Ferson e Schadt, 1996). Os modelos condicionais deixam transparecer evi-dência da existência de betas (mas não de alfas) variáveis ao longo do tempo em função da taxa de crescimento dos dividendos, existindo uma correlação negativa entre esta variável e os betas condicionais, que poderá ser explicada

por variações nos betas dos activos detidos pelos fundos. Estes resultados, bem como os de uma grande parte dos estudos empíricos levados a cabo no contexto da condicionalidade, devem, no entan-to, ser interpretados com prudência. Embora a robustez dos modelos condicionais seja, em termos teóricos, incontestável, na prática poderá haver problemas decorrentes da existência de regressões espúrias, causadas pela utilização de regressores persistentes. Neste estudo em concreto, a utilização de variá-veis condicionais “detrended”, i.e., sujeitas a um processo estocástico de remoção da tendên-cia, permitiu remover a evidência de variáveis de informação significativas nos modelos. Este resultado sugere que a elevada significância demonstrada, numa primeira análise, por estas variáveis na previsão da evolução das rendibili-dades de acções se poderá dever à existência de regressões espúrias e enfatiza a importância de se considerar esta questão na avaliação do desempenho. Em consequência, dada a grande sensibilidade aqui demonstrada em termos da significância das variáveis de informação ao processo de “stochastic detrending”, o impacto de diferen-tes processos estocásticos de remoção de ten-dências nas estimativas de desempenho condi-cional é claramente um importante tópico de investigação a prosseguir no futuro.



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1. INTRODUÇÃO As empresas para superar as suas necessidades financeiras poderão recorrer a capitais próprios e / ou a capitais alheios. Em torno das decisões de estrutura de capitais surgem duas questões relevantes: será que a política de financiamento seguida pela empresa influencia a sua estrutura de capitais? Será que a proporção e o tipo de títulos emitidos pela empresa são irrelevantes para a prossecução do objectivo da maximiza-ção do valor da empresa? O debate sobre as decisões de estrutura de capi-tais teve origem nas proposições sugeridas por Modigliani e Miller (MM, 1958). Estas proposi-ções são formuladas a partir de um conjunto de pressupostos que contextualiza um mercado de capitais perfeito. Consequentemente, MM (1958) concluem que a estrutura de capitais não influencia o valor de mercado da empresa. De salientar, que o artigo pioneiro de MM (1958), originou uma vasta literatura corporali-zada num conjunto de modelos teóricos e empí-ricos. O objectivo subsequente baseia-se na identificação dos determinantes da estrutura de capitais da empresa, através da superação do conjunto de pressupostos teóricos subjacentes às proposições do modelo de MM (1958).

Assim, o principal contributo destes autores foi estabelecer as condições segundo as quais, a escolha dos títulos emitidos pela empresa não influencia o seu valor de mercado. Na vasta literatura sobre as decisões de estrutura de capi-tais identificam-se duas predominantes e com-petitivas correntes teóricas de capitais, sendo elas a teoria do Trade-off estático e a teoria da Pecking Order. Os percursores da teoria do Trade-off estático, defendem a existência duma estrutura de capi-tais óptima, que maximiza o valor da empresa, que resulta de um trade-off entre benefícios fiscais e custos de falência associados ao endi-vidamento (Myers e Robicheck, 1965). A teoria do Trade-off estático encontra suporte nos resultados obtidos por Ozkan (2001), Bhaduri (2002) e Loof (2003), Flannery e Ragan (2005). A teoria da Pecking Order surge com o estudo de Myers e Majluf (1984), no qual sugerem que as empresas não procuram uma estrutura ópti-ma de capitais. Os autores argumentam que em virtude do problema de assimetria de informa-ção, entre os diversos agentes económicos, as decisões de estrutura de capitais reflectem a uma ordem hierárquica seguida na selecção de fontes de financiamento.

O COMPORTAMENTO DAS EMPRESAS COTADAS PORTUGUESAS NA ESCOLHA DAS FONTES DE FINANCIAMENTO

MÁRCIA ROGÃO


Mais recentemente, no estudo das decisões de estrutura de capitais, surge a abordagem teórica do Market Timing que conheceu um forte impulso com o trabalho de Baker e Wurgler (2002). Segundo esta nova abordagem, a estru-tura de capitais da empresa é o resultado acu-mulado das tentativas passadas de temporização do mercado de acções pelos gestores, na medi-da em que estes procedem à emissão de novas acções quando percepcionam que as acções da empresa estão sobreavaliadas pelo mercado, e recompram quando consideram que as acções da empresa estão subavaliadas. A persistência do efeito do Market Timing, sugerido por Baker e Wurgler (2002), obteve considerável atenção entre os diversos investigadores em finanças, implicou o surgimento de outros estudos que analisaram a duração deste efeito sobre a estru-tura de capitais da empresa, designadamente Hovakimian (2004), Welch (2004), Frank e Goyal (2004) e Kayhan e Titman (2004). Utili-zando estimadores dinâmicos de painel, preten-demos testar a possibilidade de predominância, de uma das teorias supra mencionadas, na explicação da estrutura de capitais das empresas portuguesas cotadas. 2. BREVE REVISÃO DA LITERATURA 2.1 Teoria do Trade-off A moderna teoria financeira teve origem no artigo de MM (1958), “The Cost of Capital, Corporate Finance and Theory of Investment”, que estabeleceu duas proposições, sobre a estru-tura de capitais. A proposição I determina que o valor de uma empresa endividada é semelhante ao valor de uma empresa que não recorre a capital alheio. No contexto da proposição I, MM (1958) argumentam que num mercado de capitais perfeito, a estrutura de capitais não tem

influência sobre o valor da empresa, sendo este o resultado das decisões de investimento das empresas. Consequentemente, as decisões de investimento e de financiamento são indepen-dentes entre si. Da proposição II retira-se que a taxa de rendibilidade que os investidores espe-ram obter varia proporcionalmente em função do rácio capital alheio/capitais próprios. As conclusões obtidas por MM (1958) funda-mentam-se no argumento de arbitragem, segun-do o qual se duas empresas diferirem em termos de valores de mercado e em termos do rácio capital alheio/capital próprio, então os investi-dores venderiam as acções da empresa de valor mais elevado e comprariam as da empresa de valor mais baixo, até que esses valores se igua-lassem. Todavia, após estas conclusões MM no seu arti-go “Corporate income taxes and the cost of capital: a correction” em 1963, introduziram o efeito do imposto sobre o rendimento das empresas, evidenciando que o recurso a capitais alheios origina um benefício fiscal, contribuin-do positivamente para o valor de mercado da empresa. A introdução do efeito fiscal na proposição I teve implicações ao nível da determinação do valor de mercado da empresa. Este passou a ser igual ao seu valor quando somente financiada com recurso a capitais próprios, adicionado do valor actual dos benefícios fiscais resultantes da utilização de capitais alheios. Além disso, na proposição II a relação entre o rendimento espe-rado pelos detentores de capital próprio e o grau de endividamento de uma empresa continua a ser válida, isto é, o aumento do endividamento origina um crescimento do rendimento esperado pelos detentores de capital próprio (MM, 1963).


De salientar, que o rendimento gerado dentro da empresa reparte-se por dois grupos de investi-dores, os credores recebem o rendimento da empresa sob a forma de juros da dívida e os accionistas obtêm sob a forma de dividendos e ou mais valias, o qual está sujeito a tributação fiscal. Consequentemente, Miller (1977) desen-volveu um modelo1 com a finalidade de intro-duzir o efeito da fiscalidade, quer sobre as empresas, quer sobre os particulares (investidores). No modelo de Miller (1977), a explicitação da irrelevância da política de endividamento na estrutura de capitais dentro da mesma classe de rendimento equivalente baseia-se no efeito clientela (Clientele Effect), proporcionado pela existência de políticas de financiamento distin-tas para satisfazer as utilidades dos diferentes investidores (clientes) presentes no mercado da dívida. A verificação do efeito resulta da pre-sença de um ordenamento fiscal, segundo uma tributação progressiva do rendimento das pes-soas singulares, proporcionando diversos seg-mentos no mercado da dívida. A desigualdade dos escalões de tributação do rendimento dos investidores provoca um dese-quilíbrio no mercado da dívida e simultanea-mente as empresas aproveitam para alterar a sua estrutura de capitais, por forma usufruírem dos benefícios fiscais. Consequentemente, os inves-tidores sujeitos a taxas de imposto superiores às taxas de imposto suportadas pelas empresas serão mais fáceis de captar pelas empresas com baixo nível de endividamento, enquanto, que as empresas com alto nível de endividamento, terão facilidades na captação de investidores

sujeitos aos escalões de tributação da divida mais baixos (Miller, 1977). Em equilíbrio a política de endividamento tem um impacto irrelevante no valor da empresa, não existindo um nível óptimo de endividamen-to. No entanto, a situação de equilíbrio reflecte o nível de endividamento óptimo para um deter-minado sector industrial, ou seja, verifica-se uma estrutura de capitais óptima para cada clas-se de rendimento equivalente. Por sua vez, a presença no mercado de taxas progressivas de tributação do rendimento de pessoas singulares, e a sua diferenciação face aos rendimentos empresariais, origina um desequilíbrio no mer-cado da dívida (Miller, 1977). Seguidamente, DeAngelo e Masulis (1980), introduziram na análise da estrutura de capitais da empresa, o efeito de outros benefícios fiscais para além da dívida2, e demonstraram que a vantagem fiscal proporcionada pela dívida é limitada, na medida em que com o aumento do nível de endividamento, maior é a possibilidade dos resultados operacionais da empresa se situarem a um nível que não permite a utiliza-ção dos benefícios fiscais disponíveis, reflectin-do uma neutralidade do endividamento face ao valor da empresa. No seguimento do estudo sobre a problemática da estrutura óptima de capitais um conjunto de diversos autores introduziu os custos de falên-cia nos modelos de determinação da estrutura de capitais, nomeadamente, Kraus e Litzenber-ger (1973), Scott (1976), Warner (1977), Kim (1978), Haugen e Senbet (1978) e Brennan e Schweartz (1978).

1- Os pressupostos do modelo Miller (1977) são os seguintes: i. taxas de imposto sobre o rendimento de pessoas singulares progressivas e sobre rendimentos empresarias constantes; ii. a taxa de imposto sobre os juros pagos aos obrigacionistas é diferente da taxa de impostos sobre o rendimento dos accionistas; iii. inexistência de risco sobre os títulos de dívida emitidos pela empresa; iv. os juros reflectem na totalidade o custo com o endividamento; v. distribuição da totalidade dos resultados da empresa.

2- Os benefícios fiscais previstos no Estatuto do Benefícios Fiscais ART.º 31, as amortizações e reintegrações, crédito fiscal ao investimento e contribuições para os fundos de pensões.

O COMPORTAMENTO DAS EMPRESAS COTADAS PORTUGUESAS … : 107


De referir, que Baxter (1967) sugeriu que os custos de insolvência3 influenciam negativa-mente o valor da empresa, na medida em que o aumento do endividamento proporciona aos agentes económicos externos à empresa direitos sobre a mesma, em situação de insolvência financeira. Em contrapartida, como os credores suportam expost os custos de insolvência, ten-dem transferi-los antecipadamente para os accionistas, através do aumento das taxas de juro, que influenciam indirectamente o valor da empresa. Além disso, Stiglitz (1969), Kraus e Litzenberger (1973), Kim (1978) e Breannan e Schweartz (1978), demonstraram matematica-mente, que existe um limite para o nível de endividamento onde os ganhos resultantes dos benefícios fiscais igualam os custos de falência associados ao incremento da dívida e esse nível de capital alheio corresponderá ao ponto da estrutura óptima de capitais. 2.2 Teoria Pecking Order A teoria da Pecking Order consubstancia-se nos trabalhos de Donaldson (1961), Myers (1984) e Myers e Majluf (1984). Estes últimos autores introduzem o efeito da assimetria de informa-ção existente entre os gestores e os investidores na análise das decisões de financiamento das empresas. Os autores Myers e Majluf (1984) no seu modelo estabelecem os seguintes pressu-postos:

i. a empresa detém activos e oportunidades de investimento reais, que serão financia-das parcial ou totalmente pela emissão de acções;

ii. o autofinanciamento determina o montan-te dos capitais próprios afecto ao finan-ciamento da empresa;

iii. os gestores (agentes) detêm mais infor-mação que os potenciais investidores;

iv. não existem custos de emissão de títulos (acções e obrigações).

Como principais conclusões, Myers e Majluf (1984), mencionam que é preferível a emissão de dívida isenta de risco à emissão de dívida com risco. As empresas utilizam dívida sem risco, tal como autofinanciamento, para finan-ciarem oportunidades de investimento, uma vez que desta forma podem realizar os projectos rentáveis. Em caso de necessidades de financia-mento adicionais, a empresa pode ser obrigada a recorrer à dívida com risco para financiar as suas oportunidades de investimento. A insufi-ciência do financiamento obtido pelo recurso à dívida, poderá levar os gestores (que detêm mais informação sobre a empresa do que os investidores) a recorrer à emissão de acções para financiamento das oportunidades de inves-timento. A ordem hierárquica seguida na selecção de fontes de financiamento resulta do facto de a empresa necessitar de emitir sinais sobre o valor dos seus activos e acerca das oportunida-des de investimento ao mercado por intermédio das decisões de estrutura de capitais. Inicial-mente, a empresa ao preferir financiar o seu crescimento com fundos gerados internamente, através da retenção dos excedentes de fundos gerados por projectos viáveis não evita as consequências associadas à assimetria de informação. Todavia, no caso de a empresa não

3- Os custos de insolvência financeira dividem-se em dois grupos: os custos directos e os custos indirectos. Os custos directos referem-se aos custos legais como processo de falência Os custos indirectos poderão pela percepção da situação da empresa por parte dos credores, pessoal, clientes, fornecedores e os demais.


dispor de autofinanciamento ou da insuficiência deste, terá de recorrer ao financiamento externo (dívida), seguido do recurso à emissão de acções. De salientar, que o recurso a capital alheio e a emissão de acções constituem fontes de financiamento com características sujeitas ao problema da assimetria de informação, este apresenta menor magnitude para o caso dívida face à emissão de acções (Myers, 1984). Assim, de acordo com Myers (1984) a estrutura de capitais de uma empresa não se traduz no nível óptimo de endividamento que maximiza o valor da empresa, mas trata-se de um efeito acumulado das decisões sucessivas de financia-mento que reflectem uma ordem hierárquica na selecção de fontes de financiamento, visando minimizar os custos originados pela assimetria de informação. 2.3 Teoria do Market Timing Baker e Wurgler (2002), no contexto de um mercado de capitais ineficiente, introduziram uma nova abordagem teórica sobre a estrutura de capitais, denominada por teoria Market Timing. Segundo esta teoria, a estrutura de capi-tais de uma empresa é o resultado acumulado das tentativas passadas de temporização do mercado de acções pelos seus gestores, uma vez que os gestores recorrem à emissão de acções quando percepcionam que estão sobreavaliadas e recompram quando consideram que as acções estão subavaliadas. A teoria do Market Timing assenta em alguns fundamentos comuns à teoria Pecking Order, nomeadamente a inexistência de uma estrutura de capitais óptima que maximiza o valor da empresa, ou caso exista, então os custos

provenientes do desvio em relação ao óptimo são diluídos pelos benefícios facultados pela estrutura de capitais actual. Assim, caso exista uma estrutura de capitais óptima, os gestores não revertem as suas decisões quando as acções das empresas se encontram em equilíbrio no mercado, isto é, quando estão correctamente avaliadas pelos investidores externos, dado que não existem ganhos adicionais, quer com a emissão de acções quer com a emissão de títu-los de dívida (Baker e Wurgler, 2002). Com efeito, segundo a teoria do Market Timing as decisões de financiamento dos gestores são tomadas em função de factores externos à empresa, como a valorização das acções ou dos títulos de dívida pelo mercado, as quais podem variar em função das expectativas extremas dos investidores, ou seja, as expectativas positivas ou negativas dos investidores que vão corres-ponder aos momentos em que as acções da empresas estão respectivamente, sobreavaliadas ou subavaliadas (Baker e Wurgler, 2002). De salientar, que a abordagem do Market Timing não requer que os mercados actuais sejam ineficientes, nem que os gestores obte-nham sucesso na previsão do retorno das acções. O pressuposto desta explicação incide no facto de os gestores acreditarem que podem determinar o momento óptimo de emissão, não distinguindo imediatamente entre o efeito pro-porcionado pelo erro de avaliação das acções ou pela dinâmica da informação assimétrica. Logo, a magnitude dos efeitos sobre a estrutura de capitais surge em consequência de os gestores conseguirem com sucesso temporizar o merca-do de acções, emitindo quando acreditam que o custo é irracionalmente baixo, e recomprando quando o custo é irracionalmente elevado.



A persistência do efeito do Market Timing, sugerido por Baker e Wurgler (2002), obteve uma considerável atenção entre os diversos investigadores em finanças, implicando o surgi-mento de outros estudos que analisaram a dura-ção deste efeito sobre a estrutura de capitais da empresa, nomeadamente Kayhan e Titman (2004), Hovakimian (2004), Welch (2004) e Frank e Goyal (2004). 3. DADOS E METODOLOGIA 3.1 Dados e amostra de investigação Os dados utilizados para a realização do presen-te estudo foram recolhidos a partir da informa-ção disponibilizada pelo Centro de Documenta-ção da Euronext Lisbon e da base de dados Finbolsa. A selecção da amostra de investigação foi reali-zada a partir das empresas que formam a base de dados de Finbolsa e baseou-se num procedi-mento de triagem que envolveu diversas etapas. Inicialmente, procedeu-se à eliminação de empresas financeiras, nomeadamente Bancos, Seguradoras e Sociedades de Investimento, na medida em que os elementos constituintes das suas demonstrações financeiras apresentam uma natureza diferente das respeitantes às empresas não financeiras. Consequentemente, após a submissão das 237 empresas que inicial-mente formavam a base de dados Finbolsa ao processo de triagem, obteve-se uma amostra de 414 empresas não financeiras do sector público e privado.

3.1.2 Variáveis O presente estudo tem como objectivo identifi-car quais as teorias predominantes sobre a estrutura de capitais das empresas portuguesas cotadas na Bolsa de Valores Mobiliários, nomeadamente a teoria do Trade-off, a teoria da Pecking Order e a teoria do Market Timing. Conforme a literatura, as variáveis explicativas foram identificadas por Harris e Raviv (1991) como importantes na determinação do endivida-mento das empresas e testadas posteriormente por Rajan e Zingales (1995), resumem-se à tan-gibilidade dos activos, à dimensão, à rendibili-dade e ao rácio Market-to-Book (MTB)5. Por sua vez, outros estudos empíricos consideraram este conjunto de determinantes, nomeadamente Hovakimian et al. (2001), Baker e Wurgler (2002), Frank e Goyal (2004), Hovakimian (2004), Aivazian et al. (2005), Dang (2005) e Gaud et al. (2005). 3.2 Método de estimação O estudo empírico realizou-se com base no recurso a estimadores estáticos e dinâmicos, nomeadamente os estimadores dinâmicos Arel-lano e Bond (1991), Blundell e Bond (1998), os quais conduzem a estimações robustas, na medida que, eliminam os efeitos específicos individuais das empresas não observáveis, originados pela estimação em primeiras diferenças. Por sua vez, estes estimadores também controlam a possível endogeneidade entre variáveis explicativas, uma vez que os seus valores desfasados são usados como

4- Ver Anexo A.

5- Ver Anexo B.


instrumentos. Além disso, considerando as con-dições ortogonais entre a variável desfasada e o erro, a utilização destes estimadores dinâmicos permite eliminar o potencial problema de corre-lação entre os desfasamentos da variável depen-dente e o erro. De salientar, que o estimador Least Square Dummy Variable Corrected (LSDVC) proposto por Bruno (2005) foi utili-zado com o objectivo de atenuar possíveis esti-mações enviesadas obtidas a partir de amostras com um número não muito elevado de observa-ções, e analisar a robustez dos estimadores dinâmicos. 3.2.1 Modelos estáticos de painel As formas de estimação de dados em painel mais utilizadas na literatura são a estimação de uma regressão pelo modelo dos mínimos qua-drados ordinários (OLS – Ordinary Least Squa-res) e pelo modelo de dados em painel admitin-do a existência de efeitos individuais não obser-váveis aleatórios ou fixos. O modelo geral da regressão a estimar, analiticamente apresenta a seguinte expressão: , com e

As variáveis utilizadas correspondem a: = representa a variável dependente, refe-rente neste caso particular ao nível de endivida-mento da empresa i no ano t; = representa as variáveis explicativas, ou seja, o conjunto dos determinantes do nível da empresa i no ano t; = corresponde aos parâmetros da regressão a estimar; = corresponde ao termo de perturbação aleatória da empresa i no ano t.

Na estimação do modelo torna-se necessário considerar os pressupostos do modelo linear clássico OLS para obter estimadores eficientes, que de acordo com Keller e Warrack (2000), corresponde à verificação as propriedades de ruído branco6 (white noise) pelo vector . Todavia, Johnston e DiNardo (2001) referem que na estimação de dados em painel, não é necessário que o termo de perturbação aleatória siga uma distribuição normal em amostras de grande dimensão, pelo facto de os testes efec-tuados apresentarem resultados assintóticos. Isto é, os modelos de dados em painel permitem ignorar a estrutura dos erros, na medida em que o termo de perturbação aleatória deve apresen-tar uma distribuição independente, e identica-mente distribuída de média zero e variância constante7, implicando que as observações não estejam serialmente correlacionadas e os erros sejam homoscedásticos em relação à empresa i e ao ano t. Com efeito, de acordo com Johnston e DiNardo (2001) além dos pressupostos anteriormente enunciados, na estimação dos modelos de dados em painel também se pressupõe a existência de efeitos individuais não observáveis fixos ou aleatórios. Então, apresenta-se a seguinte especificação para a estrutura do termo de perturbação aleatória:

, onde:

= corresponde aos factores específicos das empresas, que não são directamente observáveis pelos determinantes do endivida-mento; = representa os efeitos temporais respeitan-tes às possíveis alterações da conjuntura econó-mica;


6- ; ; ; , com . 7- Isto é, .


= é o termo da perturbação aleatória da i-ésima observação (empresa) para o período de tempo t (ano), apresentando características de ruído branco8. Para Hsiao (1986) e Greene (2000) se ’s e ’s forem iguais para todas as empresas, o modelo OLS produz estimativas consistentes e eficien-tes dos estimadores da regressão. Caso contrá-rio, se eles forem diferentes, existem duas estru-turas que generalizam esse modelo, a aborda-gem de efeitos fixos e a abordagem de efeitos aleatórios, cuja diferença reside no tratamento dos termos e , que atenuam a possível ausência de variáveis relevantes na explicação da variável dependente. No modelo de efeitos fixos os efeitos indivi-duais não observáveis são considerados diferen-tes por algum factor determinístico e constante ao longo do tempo. Consequentemente, assume-se que todas as diferenças de comportamento entre empresas e ao longo do tempo, podem ser captadas por um termo constante e os coeficien-tes a estimar podem variar de empresa para empresa ou mesmo ao longo no tempo, embora permaneçam como constantes (Johnston e DiNardo, 2001). Johnston e DiNardo (2001), referem que no modelo de efeitos aleatórios os termos . e são independentes e identicamente distri-buídos, ou seja, ~iid e ~iid , bem como são independentes do termo de per-turbação aleatória . Os determinantes da empresa são considerados como independen-tes do termo de perturbação aleatória para a i-ésima empresa no ano t. Contrariamente, ao modelo de efeitos fixos, a heterogeneidade é introduzida através de todos os componentes da variância da variável endógena .

Todavia, os modelos estáticos de dados em pai-nel não permitem analisar o possível dinamis-mo existente nas decisões de estrutura de capi-tais das empresas. Em seguida apresentamos os modelos dinâmicos de dados em painel, e em particular a sua relevância, face aos modelos estáticos, devido à possibilidade de estimar o nível de ajustamento do endividamento real face ao nível óptimo de endividamento. 3.2.2 Estimadores dinâmicos De acordo com Blundell et al. (2000) e Bond et al. (2001), a estimação do modelo com base em estimadores dinâmicos baseia-se nos seguintes aspectos:

i. dimensão temporal dos dados; ii. inclusão dos efeitos não observáveis

específicos de cada empresa e dos efeitos não observáveis específicos de cada ano;

iii. introdução da variável dependente desfa-sada como variável explicativa do mode-lo;

iv. possível endogeneidade das variáveis explicativas.

Este estimador permite adicionalmente determi-nar o nível de ajustamento do endividamento real em direcção ao nível óptimo de endivida-mento, para testar a teoria do Trade-off, segun-do a qual as empresas têm como objectivo encontrar o nível de endividamento óptimo que, por um lado, maximize os benefícios fiscais, consequência da dedução dos encargos suporta-dos com a dívida e, por outro lado, minimize a probabilidade de falência e os respectivos custos associados. Assim, o nível óptimo de endividamento analiticamente pode ser definido por , que é a função linear dos diversos deter-minantes e do termo de perturbação aleatória que engloba os efeitos específicos, que se

8- O termo de perturbação aleatória segue uma distribuição normal de média zero e desvio-padrão constante, isto é, .


expressa da seguinte forma: , com e onde:

= nível de endividamento óptimo que ignora os custos de transacção para um novo nível de endividamento. Todavia, as imperfeições do mercado, os custos de transacção originados pelas fricções, aconte-cimentos aleatórios e os factores institucionais, impedem as empresas de alcançarem o seu nível óptimo de endividamento, no sentido de obterem um ajustamento completo de um perío-do para o outro. Consequentemente, não é directamente observável devido à presença de custos de transacção, pelo que os agentes eco-nómicos apenas podem observar o valor real do nível de endividamento . A relação entre e pode ser expressa da seguinte forma: 9

A equação anterior estipula que a alteração do nível de endividamento observado é uma fracção do nível de endividamento óptimo para esse mesmo período de tempo, e o valor de . é inversamente proporcional à capacidade das empresas ajustarem o nível de endivida-mento real face ao nível óptimo de endivida-mento, enfrentando assim um processo de ajus-tamento parcial. Recalculando a equação anterior, e revolvendo em ordem a , o nível de endividamento real poderá ser definido da seguinte forma: .

Assim, o nível de endividamento observado do período t é uma ponderação do nível de endivi-damento objectivo para o mesmo período tempo e o nível de endividamento observado do período de tempo imediatamente anterior, onde e são os respectivos pesos. Logo, o modelo pode-se reescrever, .10

Os modelos de painel dinâmicos descritos ante-riormente apresentam problemas de autocorre-lação pela presença de variáveis desfasadas dentro dos regressores, uma vez que está em função de e vem igualmente em função de , levando a que os estimadores obtidos sejam enviesados e inconsistentes. Então, com o objectivo de superar estas dificuldades e reali-zar a estimação da equação no presente estudo recorreu-se aos estimadores GMM (1991), de Arellano e Bond (1991), e GMM System (1998) de Blundell e Bond (1998). 3.2.2.1 Estimador GMM (1991) O estimador proposto por Arellano e Bond (1991), para os modelos de painel dinâmicos, utiliza variáveis desfasadas como variáveis explicativas, recorrendo ao método dos momen-tos generalizados (GMM), o qual consiste na utilização da variável desfasada em dois períodos e a utilização de instrumentos recentes para as equações em primeiras diferen-ças, com a finalidade de eliminar os efeitos específicos de cada empresa e de cada ano. Assim, o estimador indicado por Arellano e Bond (1991) fundamenta-se num conjunto de condições ortogonais11 entre os valores desfasa-dos do endividamento e o termo erro ,


9- As Variáveis representam: = nível de endividamento observado (real) no período t; = nível de endividamento observado (real) no período de tempo t-1; = Coeficiente dos custos de transacção.

10- Considerando, , e .

11- As condições ortogonais são: ; =0; e com .


de forma a gerar um estimador consistente quando e T é fixo. Logo, o estimador pode-se obter da seguinte forma:

No estimador proposto por Arellano e Bond (1991) quando as variáveis desfasadas estão correlacionadas com as primeiras diferenças, poderá conduzir a estimadores enviesados, sen-do nestas circunstâncias os instrumentos dispo-níveis para a equação de primeiras diferenças considerados fracos (Blundell e Bond, 1998). 3.2.2.2 Estimador GMM System (1998) Na determinação do estimador GMM System (1998), com o objectivo de superar algumas limitações do estimador GMM (1991), Blundell e Bond (1998) sugerem um sistema de equações com variáveis em nível e em primeiras diferen-ças. Assim, este sistema de equações do estima-dor GMM System (1998) combina em simultâ-neo um conjunto de equações em primeiras diferenças utilizando como instrumentos as variáveis desfasadas, e um conjunto adicional de equações em nível tendo como instrumentos as variáveis em primeiras diferenças desfasa-das. 3.2.2.3 Estimador LSDVC (2005)

Bruno (2005) sugeriu que nas situações caracte-rizadas por um número não muito elevado n de dados seccionais, e consequentemente de observações , também não muito elevado, o recurso a estimadores dinâmicos, nomeadamen-

te GMM (1991) e GMM System (1998), em função do número reduzido de instrumentos obtidos pelos estimadores, pode originar o enviesamento dos parâmetros. Assim, Bruno (2005) no seu estudo introduziu-se o estimador LSDVC com a finalidade de analisar a robustez dos resultados obtidos da aplicação dos estima-dores dinâmicos GMM (1991) e GMM (1998). Consequentemente, o estimador LSDVC é dado por:

As Variáveis representam: matriz do conjunto de determi-nantes da empresa, bem como da variável dependente desfasada um período de tempo; é uma matriz de dimensão simé-trica e idêntica para eliminar as médias indivi-duais. Portanto, o estimador LSDVC proposto por Bruno (2005) permite atenuar possíveis estima-ções enviesadas obtidas a partir de amostras com um número não muito elevado de observa-ções, e analisar a robustez dos estimadores dinâmicos. 4. RESULTADOS EMPÍRICOS 4.1 Variáveis

A tabela 4.1 apresenta as estatísticas da variável dependente e das variáveis independentes, consideradas no estudo dos determinantes da estrutura de capitais das empresas cotadas portuguesas no período de 1991-2004.


Conforme a tabela 4.1 constatamos que a vola-tilidade das variáveis não é muito elevada, já que os respectivos desvios padrões são inferio-res às respectivas médias. No entanto, embora a volatilidade não seja muito elevada, verifica-mos que as diferenças entre os valores mínimos e máximos das variáveis assumem especial relevância.

De salientar, o endividamento das empresas cotadas portuguesas que apresenta valores em

termos médios de 0.64, com um valor mínimo 0.06 e máximo de 1.20. As empresas com um rácio de endividamento superior a 1, encontram-se numa situação de sobreendividamento, isto é, o capital próprio apresenta um valor negati-vo.

4.2 Modelos de dados em painel De seguida na tabela 4.2 apresentamos os resul-tados dos modelos de painel estáticos e proce-demos à sua análise.


Tabela 4.1 - Estatísticas Descritivas

Variável Observações Média Desvio-Padrão Mínimo Máximo

itD 428 0.6436 0.1804 0.0608 1.2044

itTANG 428 0.3684 0.1939 0.0012 0.9253

itSIZE 428 19.073 1.8089 12.936 22.700

itEBITDA 428 0.1095 0.0875 -0.4906 0.6442

itMTB 412 1.3551 1.2574 0.3192 17.169

Tabela 4.2 – Modelos de Painel Estáticos

Variável Dependente:

Variáveis Inde-pendentes OLS Efeitos Aleatórios Efeitos Fixos

itTANG -0.021124 (0.046069)

0.105583** (0.050707)

0.1575432*** (0.053958)

itSIZE 0.026227*** (0.004808)

0.0600799*** (0.0073638)

0.079807*** (0.008638)

itEBITDA -0.555988*** (0.110062)

-0.571466*** (0.106671)

-0.527372*** (0.109913)

itMTB 0.0007338 (0.006964)

0.0054992 (0.006289)

0.0086244 (0.006436)

Observações 412 412 412 LM (χ2) 273.52*** Hausman (χ2) 21.67*** R2 0.1036 0.2242 0.2314 Wald (χ2) 91.88*** F(0,1) 11.76*** 27.62***

Notas: 1. Desvios-padrão entre parêntesis. 2. O teste de Wald tem distribuição χ2 e testa a hipótese nula de não significância conjunta dos parâme-tros das variáveis explicativas, contra a hipótese alternativa de significância conjunta dos parâmetros das variáveis explicativas. 3. O teste F tem distribuição normal N (0,1) e testa a hipótese nula de não significância conjunta dos parâmetros estimados, contra a hipótese alternativa de signifi-cância conjunta dos parâmetros estimados. 4. *** significativo a 1% de significância; ** significativo a 5% de significância; * significativo a 10% de significância. 5. As estimações incluem constante.


Pela análise dos resultados dos modelos de pai-nel estáticos estimados, podemos concluir que:

i. as variáveis independentes consideradas no presente estudo influenciam, na sua globalidade, o endividamento, já que em nenhuma circunstância se aceitou a hipó-tese nula de ausência de influência das variáveis independentes sobre o endivida-mento;

ii. os efeitos individuais não observáveis são relevantes na explicação do endividamen-to, nos modelos estimados na medida em que, com base nos resultados do teste LM, rejeitamos para um nível de signifi-cância da 1% a hipótese nula, que enun-cia a ausência de influência dos efeitos individuais não observáveis sobre o endi-vidamento. Assim sendo, uma regressão OLS não é a forma mais adequada de proceder à estimação dos determinantes do endividamento;

iii. os resultados do teste de Hausman permi-tem-nos concluir que existe correlação entre os efeitos individuais não observá-veis e o endividamento, nos três modelos estimados, dado que, considerando um nível de significância de 1%, se rejeita a hipótese nula, a qual enuncia a ausência de correlação entre os efeitos individuais não observáveis e as variáveis explicati-vas. Com base nestes resultados, pode-mos concluir que a forma mais adequada

de proceder à estimação dos determinan-tes do endividamento é através de mode-los de painel de efeitos fixos;

iv. verifica-se uma relação positiva, e estatis-ticamente significativa, a 1% de signifi-cância, entre a tangibilidade dos activos e o endividamento e entre a dimensão e o nível de endividamento. Assim, podemos considerar como válida, pela aplicação dos modelos estáticos de painel, a teoria do Trade-off;

v. existe uma relação negativa estatistica-mente significativa a 1% de significância, entre a rendibilidade e o endividamento, pelo que se aceita como válida, pela apli-cação dos modelos estáticos de painel, a teoria Pecking Order;

vi. não existe uma relação estatisticamente significativa entre a variável MTB e o endividamento pelo que, pela aplicação dos modelos estáticos de painel não se pode validar a teoria do Market Timing.

4.3 Estimadores dinâmicos Com o objectivo de verificarmos se as empresas ajustam o endividamento real em direcção ao nível óptimo de endividamento, e para compa-rar os resultados obtidos com os da aplicação dos modelos estáticos de painel, apresentamos os resultados dos estimadores dinâmicos de pai-nel. A tabela 4.3 apresenta os resultados obtidos para o estimador Dinâmico GMM (1991):


A aplicação do estimador GMM (1991), pode-mos concluir que não existe uma relação esta-tisticamente significativa entre a tangibilidade dos activos e o endividamento. O resultado é similar na aplicação dos três modelos conside-rados no presente estudo. A introdução das variáveis rendibilidade e MTB, não alteram a magnitude e significância estatística dos parâ-metros estimados. A variável dimensão está positivamente relacio-nada com o endividamento, sendo os parâme-tros estimados, nos três modelos, estatistica-mente significativos para um nível de signifi-

cância de 1%. De forma similar também, a introdução das variáveis rendibilidade e MTB não alteram a magnitude e significância estatís-tica dos parâmetros estimados. Contudo, verificamos a existência de uma rela-ção negativa, e estatisticamente significativa para 1% de significância, entre a rendibilidade e o endividamento. A introdução da variável MTB não altera a magnitude e significância estatística do parâme-tro anteriormente estimado, como o verificado aquando da aplicação dos modelos de painel


Tabela 4.3 – Modelo Dinâmico GMM (1991) Variável Dependente:

Variáveis Independentes GMM (1991) I GMM (1991) II GMM (1991) III

1−itD 0.4782999*** (0.064169)

0.4788128*** (0.0635246)

0.4794178*** (0.0636366)

itTANG 0.0475166 (0.059860)

0.0465132 (0.0594066)

0.047682 (0.059461)

itSIZE 0.0445026*** (0.0133041)

0.0495625*** (0.0133277)

0.0496844*** (0.0133419)

itEBITDA -0.3401944*** (0.109743)

-0.3431931*** (0.110257)

itMTB 0.0031271 (0.007424)

Instrumentos GMM GMM GMM

Observações 346 346 346

Wald (χ2) 72.14*** 81.23*** 81.21***

Sargan (χ2) 35.62 37.93 35.94

m1(0,1) -7.07*** -7.31*** -7.30***

m2 (0,1) 0.65 0.74 0.74

Notas: 1. Os instrumentos utilizados são ( , ). 2. O teste de Wald tem distribuição χ2 e testa a hipótese nula de não significância con-junta dos parâmetros das variáveis explicativas, contra a hipótese alternativa de significância conjunta dos parâmetros das variáveis explicativas. 3. O teste de Sargan tem distribuição χ2 e testa a hipótese nula de significância da validade dos instrumentos utilizados contra a hipótese alternativa de não validade dos instrumentos utilizados. 4. O teste m1 tem distribuição normal N (0,1) e testa a hipótese nula de ausência de autocorrelação de primeira ordem, contra a hipótese alternativa de existência de autocorrelação de primeira ordem. 5. O teste m2 tem distribuição normal N (0,1) e testa a hipóte-se nula de ausência de autocorrelação de segunda ordem contra a hipótese alternativa de existência de autocorrelação de segunda ordem. 6. Desvios padrões entre parêntesis. 7. *** significativo a 1% de significância; ** significativo a 5% de significância; * significativo a 10% de significância. 8. As estimações incluem constante.


estáticos, em que a variável MTB não apresen-tava uma relação estatisticamente significativa para os níveis de significância definidos. Calculamos o coeficiente de correlação entre o endividamento do período actual e o endivida-mento do período imediatamente anterior,

obtendo-se um coeficiente de correlação de 0.7845. O elevado valor do coeficiente de cor-relação é indicativo de persistência da variável endividamento, pelo que embora o número de cross sections não seja muito reduzido, opta-mos por apresentar os resultados do estimador dinâmico GMM System (1998). Os resultados são apresentados na tabela 4.4.

Tabela 4.4 - Modelo Dinâmico GMM System (1998)


Variáveis Independentes GMM System (1998) GMM System (1998) GMM System (1998)

1−itD 0.76261*** (0.06379)

0.717035*** (0.061533)

0.710647*** (0.060740)

itTANG 0.125243 (0.08874)

0.115181 (0.085692)

0.1073419 (0.082643)

itSIZE 0.014558 (0.011944)

0.0180984 (0.011514)

0.0184296* (0.010972)

itEBITDA -0.5539577*** (0.124482)

-0.575221*** (0.121881)

itMTB 0.0035313 (0.009995)

Instrumentos GMM System GMM System GMM System


F~N (0,1) 51.59*** 45.75*** 38.49***

Hansen ~N (0,1) 38.76 36.13 36.38

m1(0,1) -6.76*** -6.83*** -6.77***

m2 (0,1) 1.08 1.07 1.07

1. Os instrumentos são: ( , ), para as equações em primeiras diferenças e ( , ), para as equações em níveis. 2. O teste F tem distribuição N (0,1) e testa a hipótese nula de não significância conjunta dos parâmetros das variáveis explicativas, contra a hipótese alternativa de significância conjunta dos parâmetros das variáveis explicativas. 3. O teste de Hansen tem distribuição N (0,1) e testa a hipótese nula de significância da validade dos instrumentos utilizados contra a hipótese alternativa de não validade dos instrumentos utilizados. 4. O teste m1 tem distribuição normal N (0,1) e testa a hipótese nula de ausência de autocorrelação de primeira ordem, contra a hipótese alternativa de existência de autocorrelação de primei-ra ordem. 5. O teste m2 tem distribuição normal N (0,1) e testa a hipótese nula de ausência de autocorrelação de segunda ordem contra a hipótese alternativa de existência de autocorrelação de segunda ordem. 6. Desvios padrões entre parêntesis. 7. *** significativo a 1% de significância; ** signi-ficativo a 5% de significância; * significativo a 10% de significância. 8. As estimações incluem constante.

De seguida na tabela 4.5 e 4.6 apresentamos os resultados da correcção dos dois estimadores,

GMM (1991) e GMM System (1998). Os resul-tados são apresentados nas seguintes tabelas.



Tabela 4.5 – Estimador LSDVC (Regressão de Convergência - Correcção FE-GMM (1991))


Variáveis Independentes GMM System (1998)

GMM System (1998)

GMM System (1998)

1−itD 0.660076*** (0.04580)

0.6361096*** (0.042961)

0.6346379*** (0.0433249)

itTANG 0.089082* (0.051485)

0.1011151** (0.0498955)

0.1005715** (0.0498348)

itSIZE 0.038410*** (0.008775)

0.0405245*** (0.0085493)

0.0403162*** (0.0085475)

itEBITDA -0.3627859*** (0.1052964)

-0.3755944*** (0.105764)

itMTB 0.0093275 (0.007863)


Desvios padrões entre parêntesis. 2. *** significativo a 1% de significância; ** significativo a 5% de significância; * significativo a 10% de significância.

Tabela 4.6 – Estimador LSDVC (Regressão de Convergência - Correcção FE-GMM (1998))


Variáveis Independentes GMM System (1998)

GMM System (1998)

GMM System (1998)

1−itD 0.718295*** (0.047394)

0.6842715*** (0.0447632)

0.6823874*** (0.0450223)

itTANG 0.089638* (0.052066)

0.1013202** (0.050047)

0.1007727** (0.0499313)

itSIZE 0.0385622*** (0.0091395)

0.0404297*** (0.0088233)

0.0401832*** (0.0087935)

itEBITDA -0.3557891*** (0.105803)

-0.3676183*** (0.1060747)

itMTB 0.0089407 (0.0078333)


1. Desvios padrões entre parêntesis. 2. *** significativo a 1% de significância; ** significativo a 5% de significância; * significativo a 10% de significância.


A evidência dos resultados obtidos na aplicação do estimador LSDVC (2005) de correcção de efeitos fixos, permite-nos concluir que somente a variável MTB não apresenta significância estatística. Da análise dos resultados dos modelos GMM (1991), GMM System (1998) e LSDVC (2005) podemos retirar as seguintes conclusões:

i. os resultados dos testes de Wald e F indi-cam-nos que, na totalidade dos modelos estimados, podemos rejeitar a hipótese nula a 1% de significância, implicando que as variáveis explicativas na sua glo-balidade são determinantes do nível de endividamento;

ii. pela aplicação dos estimadores dinâmicos GMM (1991) e GMM System (1998), podemos concluir, observando os resulta-dos dos testes de Sargan e Hansen res-pectivamente, que não se pode rejeitar a hipótese nula de validade dos instrumen-tos e consequentes restrições. Os resulta-dos dos testes de autocorrelação de segunda ordem, independentemente do modelo estimado e estimador utilizado, indicam-nos que não se pode rejeitar a hipótese nula de ausência de autocorrela-ção de segunda ordem. Com base nestes resultados, podemos concluir, que aplica-ção dos estimadores GMM (1991) e GMM system (1998) são válidos;

iii. o coeficiente que mede o impacto do endividamento do período anterior sobre o endividamento do período actual é positivo, e estatisticamente significativo a 1% de significância, variando entre 0.478 e 0.762, consoante o modelo e estimador utilizados, pelo que o coeficiente de ajus-tamento do nível de endividamento real

em direcção ao nível óptimo de endivida-mento varia entre 0.238 e 0.522. Da aplicação do estimador LSDVC (2005) resulta uma menor variação do coeficiente que mede o impacto do endi-vidamento do período anterior sobre o endividamento do período actual, varian-do entre 0.634 e 0.718. Nestas circuns-tâncias, o coeficiente de ajustamento do nível de endividamento real em direcção ao nível óptimo de endividamento entre 0.282 e 0.366. O ajustamento no estudo de Kremp et al. (1999) assume o valor de 0.53 para Alemanha e de 0.28 para a França, Shyam-Sunder e Myers (1999) obtêm 0.59 para os Estados Unidos, Miguel e Pindado (2001) 0.79 para a Espanha, Ozkan (2001) obtém 0.57 para o Reino Unido e Gaud et. al. (2005) obtêm valores compreendidos entre 0.14 e 0.387 para a Suíça. Os valores obtidos no presente estudo aproximam-se dos obtidos para os casos Francês e Suíço;

iv. da aplicação dos estimadores GMM (1991) e GMM System (1998) obteve-se uma relação positiva, mas estatisticamen-te não significativa, entre a tangibilidade dos activos e o endividamento. Contudo, após a aplicação do estimador LSDVC (2005) essa relação passou a ser estatisti-camente significativa. Assim sendo, podemos concluir, pela aplicação dos estimadores dinâmicos, que existe uma relação positiva, e estatisticamente signi-ficativa, entre a tangibilidade dos activos e o endividamento;

v. embora estatisticamente pouco significa-tiva pela aplicação do estimador GMM system (1998), a relação entre a dimensão e o endividamento é estatisticamente


significativa pela aplicação dos estimado-res GMM (1991) e LSDVC (2005). Assim sendo, podemos concluir que, pela aplicação dos estimadores dinâmicos, existe uma relação positiva, e estatistica-mente significativa, entre a dimensão e o endividamento;

vi. a relação entre a rendibilidade e a o endi-vidamento revelou-se estatisticamente significativa, independentemente do esti-mador dinâmico utilizado, pelo que pode-mos concluir que existe uma relação negativa, e estatisticamente significativa, entre a rendibilidade e o endividamento;

vii. pela aplicação dos estimadores dinâmi-cos, concluímos sempre, que a relação entre o rácio MTB e o endividamento não é estatisticamente significativa. Assim sendo concluímos, pela aplicação dos estimadores dinâmicos, que não existe relação entre o rácio MTB e o endivida-mento.

4.4 Relação Não Linear Entre a Variável “Market-to-Book” e o Endividamento Serrasqueiro e Nunes (2006b) concluem que a relação entre alguns determinantes e o endivi-damento poderá não ser linear. Os autores

mostram que a influência da dimensão e da variável que q de Tobin, proxy das oportunida-des de crescimento12, sobre o endividamento é estatisticamente não significativa, quando se considera relações lineares quadráticas entre o q de Tobin e o endividamento, mas altamente significativa quando se considera uma função cúbica do q de Tobin. Os autores concluem que empresas com baixas e elevadas oportunidades de crescimento recorrem mais ao endividamen-to, enquanto que empresas com oportunidades de crescimento intermédias recorrem menos ao endividamento. As conclusões dos autores são suportadas pela aplicação de modelos estáticos de painel e de estimadores dinâmicos (GMM (1991), GMM system (1998) e LSDVC (2005)). No presente estudo vamos utilizar a metodolo-gia de Serrasqueiro e Nunes (2006b), testando a possibilidade de existência de uma relação cúbica entre a variável MTB e o endividamen-to. De seguida, na tabela 4.7 apresentamos os resultados dos modelos de painel estáticos con-siderando, em vez de uma relação linear entre o endividamento e a variável MTB, uma relação cúbica. Os resultados são apresentados na tabela seguinte.


12- Esta proxy no presente estudo corresponde à variável MTB.


A consideração de uma função cúbica do rácio MTB não se traduz numa alteração significativa dos restantes parâmetros estimados, no que con-cerne à sua magnitude e significância estatísti-ca, principalmente quando se aplica o estimador dinâmico LSDVC (2005). A relação entre o rácio MTB e o endividamen-to, quando se considera uma função cúbica, em detrimento de uma função linear, passa a ser

estatisticamente significativa. Os resultados evidenciam que empresas com baixos e eleva-dos valores do rácio MTB recorrem mais ao endividamento, enquanto que empresas com rácios intermédios da variável MTB recorrem menos ao endividamento. A teoria do Market Timing não se revelou signi-ficativa, quando se considera uma relação linear, na explicação da estrutura de capitais das

Tabela 4.7 – Modelo Dinâmico GMM (1991), GMM System (1998) e LSDV (2005) (Função Cúbica do MTB)


Variáveis Independentes GMM (1991) I

GMM System (1998)

LSDV (2005) (GMM, 1991)

LSDV(2005) (GMM System, 1998)

1−itD 0.4533766*** (0.062853)

0.7465476*** (0.1176855)

0.6103496*** (0.0440439)

0.658421*** (0.0453455)

itTANG 0.0492274 (0.0583215)

0.1053547 (0.0827777)

0.0982985** (0.0496441)

0.0980788** (0.049619)

itSIZE 0.0449127*** (0.0131321)

0.0138215*** (0.0048659)

0.0368854*** (0.0086574)

0.0367473*** (0.0089181)

itEBITDA -0.3398861*** (0.1085207)

-1.379393*** (0.3258242)

-0.3856048*** (0.1072473)

-0.3771439*** (0.1074187)

itMTB 0.0897071** (0.0405404)

0.441815*** (0.1016132)

0.1354211*** (0.0405714)

0.132279*** (0.0406219)

2

itMTB -0.0218724** (0.0093368)

-0.1504784*** (0.0458435)

-0.0290259*** (0.0091715)

-0.0286216*** (0.0092007)

3

itMTB 0.001236** (0.000524)

0.0140576** (0.0067603)

0.0015427*** (0.0005111)

0.0015292 (0.000513)

Instrumentos GMM GMM System

Observações 346 387 346 387

F~N (0,1) 17.53***

Wald (χ2) 88.39***

Hansen F~N (0,1) 11.93

Sargan (χ2) 32.07

m1(0,1) -7.12*** -2.35**

m2 (0,1) 0.55 -1.53

Notas: 1. Segundo o estimador GMM (1991) os instrumentos utilizados são: ( , ). 2. Segundo o estimador GMM System (1998), os instrumentos são: ( , ) para as equações em primeiras diferenças e ( , , ) para as equações em níveis. 2. Desvios padrões entre parêntesis. 10. *** significativo a 1% de significância; ** significativo a 5% de significância; * significativo a 10% de significância. 3. As esti-mações incluem constante.


empresas cotadas portuguesas. No entanto, quando se considera uma função cúbica, a rela-ção entre o rácio MTB e o endividamento é altamente significativa. Este resultado permite-nos concluir que empresas com baixos e eleva-dos rácios MTB, recorrem mais ao endivida-mento, enquanto que empresas com níveis intermédios de rácios MTB recorrem menos ao endividamento. Assim sendo, podemos concluir que a teoria do Market Timing só pode ser con-siderada explicativa da estrutura de capitais das empresas portuguesas cotadas em Bolsa, para o caso das empresas apresentarem níveis intermé-dios do rácio MTB, não se verificando essa relação para as empresas com baixos e elevados rácios MTB. 5. CONCLUSÕES No decorrer do presente trabalho evidenciamos a problemática acerca de quais os factores que poderão influenciar a estrutura de capitais das empresas sob a perspectiva de três abordagens teóricas, designadamente a teoria do Trade-off, a teoria da Pecking Order e a teoria do Market Timing, recorrendo aos modelos estáticos de painel e estimadores dinâmicos para realizar a respectiva validação das teorias. Os determinantes da estrutura de capitais das empresas cotadas portuguesas não financeiras, que se apresentaram significativos na explica-ção do endividamento são: a tangibilidade dos activos, a dimensão e rendibilidade da empresa. Todavia, o rácio MTB apenas evidencia uma relação significativa quando se considera uma relação não linear do rácio MTB com endivida-mento da empresa. No entanto, quando se considera uma função cúbica do rácio MTB, a relação entre esta variável e o endividamento é estatisticamente

significativa. Os resultados mostram que empresas com baixos e elevados rácios MTB recorrem mais ao endividamento, enquanto que as empresas com rácios MTB intermédios de endividamento recorrem menos ao endivida-mento. Considerando a problemática em análise torna-se imperativo apresentar as conclusões sob o ponto de vista das três teorias abordadas ao lon-go do presente estudo, nomeadamente a teoria do Trade-off, a teoria da Pecking Order e a teo-ria do Market Timing. A teoria do Trade-off foi testada através das variáveis tangibilidade dos activos e dimensão da empresa. A tangibilidade dos activos está relacionada positivamente com o nível de endi-vidamento das empresas cotadas portuguesas, confirmando o previsto pela teoria Trade-off, em que as empresas com maior grau de activos tangíveis apresentam montantes de dívida mais elevados, na medida em que dispõem de um maior número de activos para serem utilizados como colaterais no processo de obtenção de crédito. A variável dimensão da empresa no presente estudo também está relacionada positivamente com o nível de endividamento, confirmando a teoria do Trade-off, de acordo com a qual as empresas de grande dimensão apresentam maiores níveis de endividamento, dado que a menor probabilidade de falência, maior possibi-lidade de obtenção de facilidades no acesso ao mercado de capitais, implica a obtenção de cré-dito a custos relativamente inferiores. No presente estudo, adicionalmente, para testar a validade da teoria do Trade-off também se estimou o coeficiente de ajustamento do nível de endividamento real em direcção ao nível



óptimo de endividamento. O parâmetro estima-do, confirma a existência de um ajustamento do nível de endividamento real em direcção nível óptimo de endividamento. No entanto, a possi-bilidade de existência de imperfeições de mer-cado impedem que esse ajustamento seja total. A teoria da Pecking Order foi testada com base na rendibilidade da empresa e o seu relaciona-mento com o endividamento. Os resultados indicam a existência de uma relação negativa entre a rendibilidade e o endividamento, confir-mando que quanto maior a rendibilidade da empresa, maior o nível de autofinanciamento e consequentemente, menor o endividamento. A teoria Market Timing foi testada através do rácio MTB. Na estimação dos modelos quando se considerou uma relação linear entre o rácio MTB e o endividamento da empresa verificou-se a existência de uma relação não estatistica-mente significativa. Contudo, quando se consi-derou uma relação não linear entre o rácio MTB e o endividamento, nomeadamente uma função cúbica do rácio MTB, verificou-se a existência de uma relação estatisticamente significativa. As empresas com baixos e elevados rácios

MTB recorrem mais ao endividamento, enquan-to, que as empresas com níveis intermédios do rácio MTB recorrem menos ao endividamento. Assim, apenas se confirma a teoria do Market Timing para as empresas cotadas portuguesas que apresentam níveis intermédios do rácio MTB, concluindo-se que os gestores destas empresas temporizam o mercado de acções, diminuindo o nível de endividamento através da obtenção de fundos, quando o valor se encontra sobreavaliado pelo mercado. O presente estudo centra-se na determinação do comportamento das empresas cotadas portugue-sas, para o período decorrente entre 1991 e 2004. Podemos concluir que o endividamento das empresas cotadas portuguesas não varia de forma aleatória, mas reflecte um comportamen-to previsto pelas principais teorias do Trade-off e da teoria da Pecking Order. Todavia, em fun-ção dos resultados obtidos pela proxy da teoria Market Timing, só podemos concluir que a teo-ria do Market Timing se verifica, na explicação da estrutura de capitais das empresas não finan-ceiras portuguesas, no caso das empresas com um rácio MTB intermédio.


ANEXO A

Tabela A.1 – Listagem das empresas do painel que realizaram OPI após 1991

Empresa FTSE SubsectorBrisa 596 Transportes Ferroviários, Rodoviários e CargaCimpor-SGPS 132 Construção e Materiais de ConstruçãoCIN 113 Industrias Químicas - CommoditiesCIRES 113 Industrias Químicas - CommoditiesCofina-SGPS 156 PapelColep Portugal 113 Industrias Químicas - CommoditiesCompta 972 Serviços InformáticosCorticeira Amorim 416 Bebidas - Destilarias e produto de vinhoEDP 720 ElectricidadeEFACEC 2737 Equipamento ElectrónicoFISIPE 137 Construção e Outros TiposGrão Pará 113 Industrias Químicas - CommoditiesGrupo Média Capital 542 Televisão e Rádio - FornecedoresIbersol-SGPS 539 Restaurantes e BaresIMPRESA-SGPS 542 Televisão e Rádio - FornecedoresINAPA 156 PapelJerónimo Martins 630 Retalhistas - Alementação e MedicamentosLisgráfica 547 Edição e Impressão Modelo & Continente 630 Retalhistas - Alementação e MedicamentosMota-Engil 137 Construção e Outros TiposNovabase-SGPS 972 Serviços InformáticosOREY 597 Transportes Marítimos / Fluviais e PortosPapelaria Fernandes 156 PapelPararede-SGPS 972 Serviços InformáticosPortucel-Emp. Prod. Past 156 PapelPT Multimédia, SGPS 543 Cabo e SatéliteREDITUS 972 Serviços InformáticosSAG GEST - Sol. Aut. Gl 318 Distribuição de VeículosSalvador Caetano 263 Veículos Comerciais e CamiõesSemapa 132 Construção e Materiais de ConstruçãoSoares da Costa 137 Construção e Outros TiposSonae Imobiliária-SGPS 862 Imobilário - Propiedade e DesenvolvimentoSonae Industria 862 Imobiliário - Propriedade e DsesenvolvimentoSonae SGPS 630 Retalhistas - Alementação e MedicamentosSonae.Com, SGPS, S.A. 678 Serviços de Telecomunicações MóveisSumolis 418 RefrigerantesTeixeira Duarte 137 Construção e Outros TiposTelecom 673 Serviços de Telecomunicações FixasTERTIR 597 Transportes Marítimos / Fluviais e PortosVista Alegre Atlantis 345 Electrodomésticos e Artigos de uso DomésticoVodafone Telecel 678 Serviços de Telecomunicações Móveis



ANEXO B

Tabela B.1 – Medida das variáveis

Variáveis Denominação Proxies

Endividamento Y

Total Líquido ActivoPassivo

Tangibilidade dos Activos (TANG) 1X

Total Líquido Activo

Líquido Coporpóreo oImobilizad

Dimensão (SIZE) 2X

Serviços) de Prestação(Vendas LN +

Rendibilidade (EBITDA) 3X

Total Líquido Activo

EBITDA

Market-to-Book (MTB) 4X

Activos sticoConstabilíValor Activos Mercado deValor

Imobilizado Corpóreo Líquido


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1. INTRODUCTION The year 2005 corresponds to the year when IASB normative came into effect in Portugal. As consequence the consolidated financial statements of the official stock market listed companies were obliged to follow the IAS/IFRS. The adoption of the IASB normative, in the first stage, by these companies and financial state-ments, is the logical result of the global har-monization process which aims the stimulation of the comparability and the quality of financial information disclosed to users. This harmoniza-tion process contributes for better economical decisions and, as result, for more efficient eco-nomical resources affectation. With the introduction of this new normative, beyond a significant change in proceedings and in techniques of recognition and measuring as-sets, liabilities and transactions, there is one important changing of the theoretical and con-ceptual support of accounting in Portugal. In fact, the Portuguese accounting system is usually characterized by the strong binding be-tween accounting and fiscal matters and by the great influence of public institutions and disre-garding professionals’ organizations. In the Portuguese Economy the banking system is the principal financing source of companies and the

State is one of the major users of financial in-formation, while the IASB normative, under the strong Anglo-Saxon influence, is based on the idea of usefulness of financial information for the investor. This new accounting paradigm the Portuguese actuality lives with raises the question of the analysis concerning the accounting information value relevance and changes the main objective of the financial reporting. So, it seems important and opportune to ques-tion the situation of accounting information value relevance in Portugal in period exactly before the introduction of IASB normative, check the recent evolution and investigate the reasons for this evolution. In this study was used a methodology based on Ohlson’s (1995) theoretical construction, apply-ing two linear regressions models of market performances about accounting information. The main objectives of the study are, in the first stage: (i) identifying of the association level between the market indicators and the account-ing information and (ii) checking the evolution of this relationship, and in a second stage, (iii) identifying the determinants of the decrease of value relevance of Portuguese accounting numbers.

THE DETERMINANTS OF THE DECREASE IN VALUE RELEVANCE OF ACCOUNTING NUMBERS IN PORTUGAL

PEDRO TRABUCHO


The remaining structure of this paper is organ-ized as follows: in the section 2 we firstly de-scribed the theoretical framing about value rele-vance, secondly we characterized the evolution of value relevance of accounting information identified in the previous research and after we described the Portuguese context about capital market and accounting system. Section 3 corre-sponds of the empirical study and in section 4 we point out the main conclusions of the study. 2. THEORETICAL FRAMING 2.1. Value relevance of accounting information Since the studies of Ball and Brown (1968) and Beaver (1968) the relationship between the ac-counting information and market performances has been presented the one of the most investi-gated subjects by the academic community and has changes the principles of the accounting theory. Financial accounting theory began to be based on the usefulness of information to the investor and became to support the major part of the conceptual frameworks of international accounting benchmarks. The research of these authors is based in the logic of information content, were the main as-pect is to analyze the effect in market prices of the disclosure of earnings (“event studies”), working with narrow windows. Recently, and with particular excitement after the development of Ohlson Model (1995)1, a new research area appeared centred on the asso-ciation studies, that utilize the new way of measuring the impact of accounting information in the market performances but recognizing that there are firm genuine economical perform-

ances that drive the relationship between price and earnings, and.g., as Scott (2003) “prices lead earnings over the wide window”. The value relevance studies methodology is based on the analyses of the determinant coeffi-cient (R2) of the regression of market values in function of accounting numbers, with the equa-tion: Pit = α0 + α1 Eit + α2 BVit + εit (Price Model), were P is stock price (in the end of the period or 3 or 6 moths after the end of that pe-riod), E is Earnings per share in the period, BV is equity book value at the end of the period and ε represents the other information. Alternatively, we can use de Return Model, where Return = (Price n – Price n-1 + Dividends) / Price n-1, and the regression is: Rt = β0 + β1 E/Pt-1 + β2 ∆E/Pt-1 + εit, where ∆E is the change in earnings between year n-1 and year n. Some authors make the choice breaking up the equations in the two independents variables to identify the incremental explanatory power, as defined in accounting research by Biddle, Seow and Siegel (1995). 2.2. The evolution of accounting value relevance Once there is not a total consensus about this matter, the major part of the empirical studies have been suggesting that the capacity of the accounting information to explain the behaviour of stocks in the market has been declining in the course of time. The same type of suggestion is pointed out generally by market analysts, regu-lators and standard settings bodies. In the United States of America (USA), Collins, Maydew and Weiss (1997) provide evidence

1- The Ohlson Model (1995) is based on the “clean surplus” assumption and on two fundamental buildings: (i) residual income valuation model (RIM) and (ii) linear information dynamics (LIM).


book values and earnings values did not decline and, in fact, appeared to have increased slightly and Francis and Schipper (1988) concluded that there was not the significant evidence of de-crease of relevance. However, several authors, such as Brow, Lo, Lys (2000), defend that the result of the studies above referred and which point out to the con-clusion contrary to the reduction of the value relevance, is due to the bias of the metrics (adjusted R2) used, such studies suffering from “scale effect”. Brown, Lo, Lys (2000) justified the increase of value relevance seen in those studies with the rise of the scale variation coef-ficient revealed during the analyzed period. They concluded that since that effect is con-trolled the results point out to the reduction of accounting value relevance of both variables studied (earnings and equity book value). The period of time used by Collins, Maydew and Weiss (1997), from 1953 to 1993, is also considered to justify the weaker consistence of the value relevance evolution tested in that study. Lev and Zarowin (1999) made the time-trend regression of R2 level of the Collins, Maydew and Weiss’s study (1997) but only for the lower period, from 1977 to 1993, and identified a negative coefficient, expressing the reduction of the accounting value relevance in the most re-cent years. This conclusion is, otherwise, con-firmed by the Lev and Zarowin (1999) study, in

which they expand the observation period until 1996. Other important studies such as Lo and Lys (2001), Dontoh et al. (2004) and Gu (2004)2, among others, also concluded that the explana-tory power of accounting decreased signifi-cantly during the last decade in the USA. In an identical way, Ely and Waymire (1998) didn’t find evidence about the positive contrib-ute for value relevance of the standard setting bodies continuous reorganizations (with the creation of CAP, APB and FASB)3 . Lev and Zarowin (1999) show that there is a trend towards the deterioration of financial in-formation usefulness, despite the growth in de-mand for information on behalf of investor and the persistent efforts of regulators and standard setting bodies to improve financial information quality and timeliness, as a consequence of “the change”. Some studies have been concluded about the large explanatory power of financial informa-tion in the United Kingdom (UK), e.g., King and Langli (1998) which compares value rele-vance in UK, Norway and Germany4 in the pe-riod between 1982 and 1996. In this paper we don’t see evidence of decrease of value relevance in UK with statistical significance5. However, this empirical study suffers from the misrepresentation created by the elimination of observations related with firms with negative earnings6.

2- With different metrics, this author identified a significant reduction in value relevance since earliest 70’. 3- At this level we can do an analogy with what was expected to happen in Portugal with the introduction of the “Directrizes Contabilísticas” (Accounting 4– Directives - DC), because this rule turns the Portuguese normative closer to international accounting benchmarks. 4- The important conservatism of the German normative is noted also in some other studies, as Harris, Lang e Moller (1994), Bartov, Goldberg e Kim (2002) and Black e White (2003). 5- Arce and Mora (2002) also pointed out the higher value relevance of UK accounting information, when compared with other European countries. 6- About this point Hayn (1995) concluded by the weak value relevance of losses.

THE DETERMINANTS OF THE DECREASE IN VALUE RELEVANCE OF ACCOUNTING NUMBERS IN PORTUGAL: 133


Another empirical study, Cañibano, Garcia-Ayuso and Rueda (2000), compares value rele-vance among some European countries (Portugal isn’t included), from 1988 to 1998, and concludes that: (i) value relevance didn’t increase7 (UK is the only country with the posi-tive coefficient in time trend regressions, but with the small R2 value, 7%, and without statis-tical significance); (ii) there is the statistical significant decrease of explanatory power of book value; and (iii) the significant decrease of explanatory power of earnings doesn’t exist8. 2.3. The Portuguese context The Portuguese accounting system before IASB was characterized by the existence of a base normative influenced by European Directive, strongly oriented for tax proposes and creditors and based on qualities and principles like his-torical costs, accruals and conservatism. Confirming this situation, Callo and Jarne (1995) placed the Portuguese accounting sys-tem in the Continental European legal system, with political and economic French influence and the strong contribution of the banking sys-tem towards financing the Economy. However, there has recently been the continu-ous approach of the Portuguese accounting sys-tem to the international benchmarks, through the emission of the “Directrizes Contabilísti-cas” (DC), which are strongly influenced by the IASB normative9. For this reason we can say that Portuguese accounting system has the bases of the

European Continental system but has become increasingly permeable to the Anglo-Saxon in-fluence (whit the introduction of DC), as Jarne (1997) recognizes when he puts Portugal in the group of the countries that suffered, during the last decades, a big change of the accounting model from “an incipient model to a structured and consolidated system”. So far, the Portuguese Stock Market represents a little weight in the business context, despite including a large part of the biggest companies. There is a regulator body “Comissão de Mercado de Valores Mobiliários” (CMVM) which only recently began to define functional and operating regulations about supervision of companies, e.g., describing corporate govern-ance rules. The majority of companies listed in the Portu-guese stock market has a small free-float which also contributes to titles short liquidy. 3. EMPIRICAL STUDY This empirical study analyses the accounting information value relevance, under the share-holder's point of view and within the Portu-guese reality context. The study is two folded: (i) during the first one we assess the current status of the accounting information value relevance, by means of a «static and evolutionary snapshot», by identify-ing the level and evolution of recent years (last 15); (ii) in the second one we attempt to ascer-tain the main determinant factors for the recent evolution of the accounting information value

7- Value relevance decreases significantly in Finland, Germany and Norway. 8- Except in France and Finland, where value relevance of earnings decrease with statistical significance. 9- The base Portuguese normative is the POC - Plano Oficial de Contabilidade (Government Chart of Accounts), which is based on the European Directive about Accounting (4ª Directive from 1978 and 7ªDirective from 1983) and the DC have a complementary function. However, there is a hierarchy of the norma-tive which defines that the POC is the first to apply in case of conflict between the POC and a DC.


relevance in Portugal.

3.1. Research questions

The research questions posed during the first phase of the empirical study are the follows: (i) Due to the characteristics of the Portuguese accounting model and capital market «is the accounting information not too relevant for the market»? (ii) Due to the successive implementation of new Accounting guidelines, mainly induced by the IASC/IASB normative and to the increasing demands at capital market level, the accounting information in Portugal is progressively pre-senting increasing value relevance? In the second phase and subsequent to the per-ception of the significant reduction tendency in the capacity of the Portuguese accounting model to explain the evolution of the market shares we attempt to ascertain the main causes of this evolution. Based on the existing theoretical support and also on the empirical works developed interna-tionally, pointing the generic cause for the re-duction in the accounting data value relevance the «alteration of the business environment and of the typology of the companies», we propose as an explanatory hypothesis for the reduction in the value relevance in Portugal, during the last years, the increasing weight undertaken (i) by the technological companies and (ii) by the deficit companies (companies showing losses).

3.2. Selected sample and processed data

The empirical study is based upon data collected from the database DataStream from

Worldscope Thomson Company relating to non-financial companies (the accounting practices, the entries and the evaluation parameters of the financial companies differ in such the way from those of the other companies that they cannot be the object of an aggregate analysis) quoted in the Portuguese market between 198810 and 2003. In order to maximize the available information, the data was collected separately to be proc-essed in each of the two regression models, and therefore, without erasing, from the sample an observation (company-year), which available information for one model, would eventually be unavailable for use in another model. For Price Model (described on the next point), we considered all observations (company-year) with available information relating to the value of the total stockholder equity and earnings11 (accounting data per share) and at stock price for the closing of 31 de March of the following year. For the Return Model (described on the next point) we considered all the observations (company-year) with information available re-lating to (i) earnings in year n, (ii) earnings in the previous year (in order to evaluate the varia-tion of earnings, with the accounting data proc-essed per share), (iii) stock prices for the clos-ing of 31 December for the year n-1, (iv) stock price for the closing of 31 March for the year n+1 and (v) dividends relating to year n (paid in n+1).

In any of the regression models the inexistence of information relating to one of the items re-ferred for an observation (company-year) led to its exclusion from the sample.

10- From this year the referred database has enough information for this study. 11- Given the treatment carried out by the relevant database, the use of “Earnings Before Extraordinary Item”, “Earnings Reported” or “Earnings per Share” becomes practically irrelevant and the extraordinary earnings (in the definition of the Portuguese legislation) isolated generally from the cases. From here onwards, we use the expression «earnings» only to mean the variable net earnings used (earnings at the bottom line).



The information obtained allowed us to have access to observations relating to 16 years (from 1988 to 2003) for the Price Model and to 14 years (from 1990 to 2003) for the Return Model. We excluded in both models the influential ob-servations (outliers), which could alter signifi-cantly the regression results. The exclusion of this type of observations relied on econometric rules and on criteria resulting from the type of sample, but in the latter case, they were considered by analogy to the ones used in some reference studies of the empirical research in this field. The statistical criterion, common to the two models, excluded the observations with abso-lute values of the standardized residuals of esti-mated regression higher than 3. In the Price Model, we followed the Harris Lang and Moller (1994)12 methodology and we excluded the observations (company-year) with stock prices higher than EUR 30 and, in accor-dance with Ali and Hwang (2000), we ex-cluded the observations (company-year) with earnings for the year higher than one-half of the total stockholder equity at that year's final, in absolute values. For the Return Model, we used as criteria for the identification of the influent observations (excluded observations) in accordance with Easton and Harris (1991), Ali and Hwang (2000) and others, (i) the observations (company-year) with earnings variations, be-tween the year under analysis and the preceding year, higher than 100% and (ii) the observations

(company-year) with the return (market ad-justed), of the relevant share, higher, in absolute value, to 150% (so the to avoid the pressure of extreme variations). After the estimated models, we used the above-mentioned econometric criterion to exclude observations, which inclusion or exclusion will mean significant alterations to the results of the forecasting, either in terms of statistical signifi-cance of the estimated coefficients, or in terms of the goodness of fit. After these corrective adjustments, the number of observations was set between 29 (1988) and 76 (1997) for the Price Model and between 29 (1993) and 58 (1998) for the Return Model. In aggregate (total) terms (all the companies and all the years), the dimension of the samples, after adjusted for outliers, is 796 observations for the price model and of 602 observations for the return model. We carried out many other regressions, as ex-plained in the next point, with the smaller an-nual sample, after adjustment for outliers, in the order of 18 observations (Return Model without losses in 1993)13 and in more than 90% of the situations, the sample exceeds 30 observations. 3.3. Applied Methodology The methodology used is based on Ohlson's (1995) theoretical construction consolidated by the use of two linear regression models of the market performance about the accounting data, Price Model and Return Model, with measure-ments spread over windows comprising 15 months (association between the market

12- Harris, Lang & Moller (1994), in order to avoid econometric problems resulting of the too high share prices, exclude company-year with stock prices higher than DM 1000. 13- In the case of regressions with Price Model, the smallest sample was in the order of 28 observations.


performances relating to the period between the beginning of the year and three months after the end of that same year and the financial state-ments for that same year), following the sug-gestion of such studies the OTA (2001) and other empirical works developed on that basis, as Ali and Hwang (2000). We, thus, estimate, multiple regressions having the dependable variables, respectively, the market price, and the share return, For the sake of language simplicity, we use for the Price Model references “EPS” and “BV” to designate, respectively, the variables Total Earnings and Stockholder Equity, whereas for the Return Model we use “EPS” and “VAR.EPS” to indicate, respectively, the vari-ables Earnings dividing into the Share Price at the previous year end and the Earnings Varia-tion between two consecutive years, dividing into the Share Price at the final of the first of the two years. The coefficients are calculated using the ordi-nary less square (OLS) method. For the Return Model, we used the share return (variation of the stock price for the period plus the dividends relating to the relevant year di-vided by the stock price in the beginning of the first year) adjusted to the portfolio's average return of the companies in the sample, with all the companies weighted in the fashion. The accounting and market values, per share, were adjusted for possible stock splits. In the end and in order to ascertain the account-ing information value relevance in Portugal, we

calculated some two hundred regressions based on the present models. 3.3.1. Methodology for the first research question of the first phase of the study In order to answer to the first research question, about the level of the value relevance, the basic methodology regressions, as above, are calcu-lated based on total of the sample (all the com-panies and all the years, after adjustments for outliers), as well as based on the samples for each year (after adjusting the influent observa-tions, usually known as “outliers”)14. The equation is decomposed for both Models (Price and Return), carrying out regressions with each of the explanatory variables, in order to assess the incremental explanatory power of each one of them and of the common explana-tory power. 3.3.2. Methodology for the second research question of the first phase of the study In the search for an answer to the second re-search question, relating to the evolution of the accounting data value relevance in Portugal, besides dividing the period of analysis in vari-ous chronological sub-periods and establishing for each of these the mean value relevance, we also carried out the regression analysis of the time series, made up of the adjusted R2, of both models, about the time trend variable: Rt2 = θ0 + θ1 t + εi. 3.3.3. Methodology for second phase of the study During the second phase of the empirical study, in order to identify the effects of certain factors

14- We realized, in this last case, the level of value relevance in each year of the sample period.


10 2it ititP EPS BVα α α ε= + + +

0 1 1 2 1Ret. / . /t ittit EPS P VAR EPS Pβ β β ε− −= + + +


about the accounting information value rele-vance (media and technological companies and companies with losses), we assessed in both cases, the following regressions:

i) The same regressions, annual and aggre-gate (total), presented under 3.3.1., ex-cluding from the sample the observations under testing;

(ii) Explanatory regressions of the temporal evolution of those factors;

(iii) Regressions to assess the explanatory power of these factors (both separate and jointly) about the evolution of the R2 in the basic models.

3.4. Results 3.4.1. Level of the value relevance of the accounting information in Portugal As to the first research question, the study bears results, in a certain way, astonishing, not be-cause of their inconsistency or reduced expres-sion, but exactly because of the strong adher-ence obtained, both to the research in progress in this domain at an international level and to the underlying theoretical support, despite the background of a not very sophisticated and of a reduced dimension capital market and of a basic accounting normative geared to the protection of the creditor and to the lenience of the taxa-tion. The study leads us to conclude that the account-ing data in Portugal, taking into account the adjusted determination coefficient (R2) in the two models used, presents an interesting level of value relevance, i.e., the financial informa-tion is found useful for the stakeholders. In the Price Model, taking into account all of

the observations (company-year) the value of Adjusted R2 is in the order of 42,8% (Table 1A) with a significance level at 0,0515 putting the accounting information value relevance in Por-tugal at a level not very far from the one ob-tained in more developed markets and with An-glo-Saxon accounting legislation, as can be verified in Table 2A, for indicative purposes only, about the value of Adjusted R2 for the Price Model obtained in some empirical studies at international level supported in the North-American legislation (FASB and previous), of the IASB, of the ASB (United Kingdom) or of countries in Continental Europe. Also for the Return Model, the value of R2 Ad-justed for the regression of the aggregate (total) sample (all the companies-year), in the order of 9,9%, statistically significant (Table 1B), was found to be interesting and not very far from the reality of other markets, see Table 2B. In the annual regressions for the Price Model, the values of Adjusted R2 obtained vary be-tween 72,8% (1988) and 21,6% (2002), always statistically significant and in fourteen of the sixteen years both the independent variables have an explanatory power that is statistically relevant (only in two of the years does the BV show explanatory power), see Table 3A. Under the annual regressions for the Return Model, the values obtained for Adjusted R2 vary between 44,2% (1990) and 5,6% (1997), statistically significant in eleven of the fourteen cases (with a 0,1 significance in the other three years) and with the estimated coefficient of the variable EPS statistically significant in ten of the fourteen years; the estimated coefficient of the variable Variation EPS was found to be sta-tistically relevant in three years (in fact, in two

15- By defect, throughout the study, it was considered a level of significance in the order of 0,05. We identified the cases where the regression is not statisti-cally significant at 0,05 but is at 0,1.


of these, it is the only variable with explanatory power), see Table 3B. In both the models, we seek to identify the in-cremental explanatory power of the independ-ent variables, but we did not arrive at very ex-pressive results. In the Price Model (Table 4A), we concluded that the common factor to the two independent variables (BV and EPS) is the one with the higher incremental explanatory power (common explanatory power), wit the higher explanatory power in ten of the sixteen years, i.e., in 62,5% of the cases (with BV showing the higher incremental explanatory power in five years and EPS in one year only). For the Return Model (Table 4B), we conclude that the independent variable EPS (level) pre-sents an incremental explanatory power gener-ally higher than the other variable (Earnings Variation); this is the one that better explains the model, in incremental terms, in nine of the fourteen years under analysis (64,3%), against three years of the independent variable Earn-ings Variation and two years of the common explanatory power. 3.4.2. The evolution of value relevance of the accounting information in Portugal In Portugal, the results established as far as the evolution of value relevance of the accounting information is concerned, reveal a tendency towards decrease. Fragmenting the period of observation (16 years) applied in the Price Model into four peri-ods of the same number of years, or into two

eight year periods, the evolution of value rele-vance downwards becomes evident (Table 5A). A similar conclusion has been reached by ap-plying the Return Model, and using the same logic of sub-periods of construction for the 14-year interval analysed (Table 5B). A regression time-trend with values of adjusted R2 for the Price Model was carried out, which points, with statistical significance, to a de-crease of the explanatory power of accounting data, obtaining a negative value for the estimate of the “time” coefficient, with 44,7% Adjusted R2 and significance (Table 6A16). The estimates of regression time-trend for ad-justed R2 calculated on annual regressions for the Return Model, also lead to the same conclu-sions, obtained with the price model, although the results are less robust (28,5% Adjusted R2) but maintaining its significance (Table 6B). In order to gauge the evolution of the explana-tory power of the two variables separately, each model was subjected to a simple linear estimate of regression models, on just one of the variables, which seems to clearly indicate that in both models, both variables have been loosing their capabilities to explain either the share price or their return (Table 7A/B). An evolution of the individual explanatory power of the independent variables for both models can also be assessed by means of time-trend regressions (Tables 8A/B and 9A/B), which indicate that only the R2 evolution in the “VAR.EPS” variable for the return model is not explained by time and that furthermore, on the Price Model EPS evolution is not statistically significant.

16- Whenever relevant, on the tables presenting the results for simple linear regressions, the respective scattergram was shown.



Regarding incremental explanatory power, in the Price Model, both the variables and the common factor show negative estimates for the coefficients, indicating a decreasing tendency, (Graphics 1,2 and 3), although regressions are not statistically significant; the same is valid for the Return Model, excepting the variable “Variation EPS” (Graphs 4,5 and 6). 3.4.3. Justification for the reduction of the explanatory power of the Portuguese accounting model The results obtained show a significant input brought by the TMT´s (designation usually ap-plied to companies acting in the areas of tech-nology, media and telecommunications17) and by companies with losses for a decrease in the accounting data value relevance in Portugal, in the last 15 years, approximately. At this stage, the study analyses in the first place what the evolution of the market weight of the factors under consideration is, and then, goes on to assess the influence of these factors on the accounting information value relevance. 3.4.3.1. Tmt’s contribution An assessment of both models (there are differ-ences arising from the sample selection crite-ria), leads us to conclude that the TMT´s evolu-tion during the period under study showed an upward trend (Tables 10A/B)18. The regression time-trend of TMT’s percentage within the sample context leads us to conclude as well about a TMT´s significant increase dur-ing this period, with statistical significance

(Tables 11A/B). The difference between the basic yearly ad-justed R2 and the adjusted R2 of the regressions where every year the TMT’s are excluded from the sample, for each model, allows us to reach the first conclusion as to the TMT´s negative contribution for value relevance. For the Price Model, in 62,5% of the years, the TMT’s presented a negative contribution to value relevance (however, if the TMT’s weight per year is taken into consideration, the percent-age rises to 88,3%), as, on average, the TMT´s have led to a 4,3 percentage point decrease in the yearly adjusted R2 explanatory regressions of the accounting data value relevance (Table 12). In the Return Model, in 71,4% of the years, the TMT’s had a negative contribution to value relevance, as in this case the TMT´s has caused on average, a 1,1% percentage point decrease in the adjusted R2 (Table 13). The TMT’s negative contribution to value rele-vance is confirmed by the regression of the Ad-justed R2 established in the yearly regressions for each basic model, in the light of the TMT´s percentage, concluding that the TMT´s percent-age explains the evolution of the adjusted R2, significantly for both models (10% significance on the Return Model), see Tables 14 and 15. In aggregate (total) terms (all companies-year, after the outliers exclusion), for both models, a regression where the TMT´s were excluded from the sample, shows a multiple regression correlation coefficient above basic regression,

17-The selection criteria applied to companies as proxies of the technological effect is not conclusive in international literature, although this is the more widely applied procedure. Some authors do not include media companies but do include, in this type of analysis, for instance, pharmaceutical companies, in view of the relevance of intangibles, namely R&D. In this study, considering that the Portuguese companies in the media sector have a tendency to perform within the technological/internet areas as well, it was deemed relevant to include all companies having as main activity TMT (Technology, Media and Tele-communications), regardless of the economic activity code assigned by the database. 18- “OUT” indicates that the TMT is an outlier.


going from 42,8% to 48,0% in the Price Model (Table 27) and from 9,9% to 10,5% in the Return Model (Table 28). By excluding from the samples all observations related to TMT´s, the time-trend regression of the accounting information value relevance, for the period under study for the Return Model, only shows statistical significance at 0,1, main-taining the significance level in the Price Model (with lower R2 and F Test). 3.4.3.2. Contribution of losses Analyzing both models (there are differences, resulting from the sample selection criteria), it was found that the evolution of losses, through-out the period under study, showed an upward trend (Tables 16A/B); it was also recognized not only the percentage of losses but also the absolute weight of losses for total earnings for each19. The time-trend regressions of percentage of losses and weight of losses in absolute earnings also lead to conclude about a significant growth of losses as dependable variables throughout the period (Tables 17 to 20); they are more ex-pressive in the case of percentage losses in the Price Model and absolute weight in value of losses in the Return Model (significance at 0,05 for both cases and at 0,1 for the two other cases). The difference between the adjusted R2 of basic yearly regressions for each model and the R2 regressions where every year the companies presenting losses are excluded from the sample, allows us to draw the first conclusion about the negative impact of losses on the accounting data value relevance.

In the Price Model, in 87,5% of the years tested, losses have shown a negative contribu-tion to value relevance (if the percentage of losses in each year is taken into account the percentage rises to 98,9%); on average, the losses have led to a decrease in the yearly Ad-justed R2 of regressions explaining the account-ing information value relevance in 10,1 percent-age points (Table 21). In the Return Model, in 57,1% of the years, losses had a negative impact on value rele-vance; in this case the losses led to a decrease in the yearly adjusted R2 of regressions explain-ing the accounting information value relevance in 4,9 percentage points (Table 22). The negative contribution of losses to value relevance is confirmed by the regression be-tween the Adjusted R2 established in the yearly regressions and (i) the percentage of losses and (ii) the absolute weight of losses for total the earnings, for both models It was found that in the four regressions, the estimated coefficient of the explanatory vari-able (percentage of losses or absolute weight of losses for the total earnings) is negative and statistically significant in the cases of percent-age of losses in the Price Model (with a 0,1 sig-nificance) and absolute weight of losses in the total earnings in the Return Model (with a 0,05 significance), see Tables 23 to 26. In aggregate (total) terms (all companies-year, after the correction of outliers), for both mod-els, the regression where all companies present-ing losses are excluded from the sample, shows adjusted R2 above basic regression, in the Price Model going from 42,8% to 49,3% and in the Return Model from 9,9% to 18,9%.

19- The clear high value found for the absolute weight of the losses in the total earnings of yearly samples, in comparison with the percentage of the number of companies showing losses, illustrate possible situations of earning management, i.e. these findings supports the premise that, in the case of near zero losses, the leadership of Portuguese companies show a tendency to manipulate Financial Statements so that the earnings are maintained near zero, but positive.



By removing from the samples all observations relating to losses, in the Price Model the time-trend regression for the accounting data value relevance during the period under study, points to a reduction in the value relevance loses sta-tistical significance20 and in the Return Model the coefficient for the Time variable itself be-come positive, even though without statistical significance. 3.4.3.3. Total contribution of both factors (tmt’s + losses) Excluding from the samples all observations relating to losses and to the TMT’s, in aggre-gate (total) terms, (all observations) the Ad-justed R2 increases as a percentage of the basic model, from 42,8% in the Price Model and from 9,9% in the Return Model, to 53,8% and 18,9%, respectively, according to Tables 27 and 28. By removing from the samples all observations relating to TMT’s and to losses, for both mod-els, time-trend regressions no longer point to-wards a reduction in the accounting information value relevance. 4. CONCLUSIONS In this study we evaluated the accounting data value relevance in Portugal and its recent evolu-tion, making use of two methodological con-structions derived from the Ohlson Model (1995). The results show that the accounting data in Portugal is relevant for the market, i.e., is asso-ciated to the price and to the performance of the

shares.

Albeit a very undeveloped capital market, the level of the financial information value rele-vance shows expressiveness, although placed at a lower level in relation to that shown by other more developed markets and with a more market oriented accounting system; this favours the perception of the Portuguese accounting normative as of a continental basis, with an interesting level of organization and influenced by the international accounting benchmarks of Anglo-Saxon influence. The level of association of the BV and of the Earnings with the market price reflects mainly the common explanatory power to both these two, although, BV presents an incremental ex-planatory power higher than the Earnings. The level of association between Earnings (level) and Variation of Earnings and the share return, in incremental terms, is explained in a significant manner by the level of the Earnings; the variation of the Earnings did not prove to be a relevant contributory, to which is probably related with a reduced degree of persistency of the earnings and warrants further investigation. The contribution for the value relevance that the entity responsible for the national accounting legislation might have, implicitly or explicitly, expected with the introduction of successive “Directrizes Contabilísticas” (DC), to a great extent influenced by legislation from IASC/IASB, it is not clear enough to neutralize the reduction tendency in value relevance during the last 15 years, evolution, in fact, consistent with what has been generically and empirically shown at an international level.

20- Results without total adherence to Collins, Pincus & Xie (1999), which concluded that the losses present an explanatory power of the level of association if in the presence of a model including BV.


Without ignoring the existence of evident inco-herencies and inconsistencies in the accounting legislation, which the inclusion of some DC highlights, we identified empirically, supported on the theoretical derivation, the strong shift of its own «business environment» as a factor for the decline of the accounting data value rele-vance in Portugal. Using as a proxy of the «business change», the weight increase of the technological companies in the market, where a great part of the assets are of an intangible nature and valued by the market but are not recognized on the financial statements, we showed its contribution for the reduction of the accounting data value rele-vance in Portugal.

Further to the technological effect, we identi-fied that the increasing number of companies with losses represents an important factor for the reduction tendency in the value relevance of the Portuguese market; if we ignore this effect, the level of association remains, greatly, unchanged. Through the introduction in practice and in the whole of the universe of the listed companies of the IASB normative, less subject to the conservatism and the bias of the financial information,21 we can expect that it contributes to offset, in an evident fashion, the negative effects of the technological and losses firms for the value relevance, which might be a possible future field of continuous research.

21- Cases, for instance, of the non-redemption of the JV usage goodwill, to the capital appreciation, of the lesser “recognition lag” in the variations of the financial instruments and in other situations.



TABELS AND GRAPHS



TABLE 1 A – VALUE RELEVANCE - PRICE MODEL – TOTAL SAMPLE (1988 - 2003) SUMMARY OUTPUT

Regression StatisticsMultiple R 0,6550 R Square 0,4291 Adjusted R Square 0,4276 Standard Error 4,4845 Observations 796

ANOVAdf SS MS F Significance F

Regression 2 11.984,12 5.992,06 297,96 0,0000 Residual 793 15.947,50 20,11 Total 795 27.931,62

Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept 3,3862 0,2320 14,5931 0,0000 2,9307 3,8417 2,9307 3,8417BV 0,4470 0,0294 15,1920 0,0000 0,3893 0,5048 0,3893 0,5048EPS 1,9930 0,1617 12,3220 0,0000 1,6755 2,3105 1,6755 2,3105

TABLE 1 B – VALUE RELEVANCE - RETURN MODEL – TOTAL SAMPLE (1990 - 2003) SUMMARY OUTPUT

Regression Statistics

Multiple R 0,3190

R Square 0,1018Adjusted R Square 0,0988Standard Error 0,4441Observations 602


Regression 2 13,3886 6,6943 33,9362 0,0000Residual 599 118,1599 0,1973Total 601 131,5485

Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept -0,0825 0,0182 -4,5382 0,0000 -0,1183 -0,0468 -0,1183 -0,0468EPS 0,6598 0,0898 7,3466 0,0000 0,4834 0,8362 0,4834 0,8362VAR. EPS 0,2123 0,1299 1,6343 0,1027 -0,0428 0,4675 -0,0428 0,4675


AUTHORS YEAR SAMPLE (NORMATIVE) ADJUST R2 . AUTHORS YEAR SAMPLE (NORMATIVE) ADJUST R2 .

1994

1998 44,1%

Australia 20,7%France 16,0%

Italy 31,5%1999 75,8% Holand 38,0%

United Kingdom 43,3%

45,3% 1998

Germany 40,2%Norway 64,6%

United Kingdom 66,2%42,8%

Firms from several countries/normtives,

1986-19952000Ali and Hwang (3)

(3) In this paper the independent variables are deflated by BV. We don’t show all the sixteen countries in the study.

(1) This paper doesn’t show the R2 from the pooled regression, so we determined the average R2 from annual regressions.

(2) This paper doesn’t show the R2 from the pooled regression, so we show the average R2 from annual regressions in the three periods.

Dontoh, Randharkrishnan

and Ronen (2)

USA 1983-1998 King and Langli (4) Firms from 3 countries

(Norway, UK andGermany), 1982-1996

Harris, Lang and Moller

Germany Firms (German

Normative), 1982-1991

A) PRICE MODEL

14,0%Collins, Maydew

and Weis1997 USA 1953-1993 53,6%

Ely and Waymire USA 1927-1993

Francis and Schipper 1999 USA 1952-1994 62,0%

Lev and Zarowin (1)

USA 1977-1996

2004

Portugal 1988-2003

(4) In this paper the losses observations are excluded from the sample.

TABLE 2 – VALUE RELEVANCE – SOME EMPIRICAL STUDIES

AUTHORS YEAR SAMPLE (NORMATIVE) ADJUST R2 .

1998 18,5%

1999 7,4%

2004

Harris, Lang and Moller 1994 7,0%

1990-2003 9,9%

B) RETURN MODEL

Easton and Harris1991 EUA 1969-1986 7,7%

(1) This paper doesn’t show the R2 form the pooled regression, so we determined the averageR2 from annual regressions.

Dumontier and Raffournier 13,0%

German, Swiss andAustrian firms, 1999 -2002, with IASBnormative

Portugal

German firms (with German normative),

1982-1991

22,0%

Lev and Zarowin (1)

EUA 1978-1996

Ely and Waymire EUA 1939-1993

Francis and Schipper 1999 EUA 1952-1994



TABLE 3 – VALUE RELEVANCE – RELATIVE EXPLANATORY POWER

YEAR NºOBS. ADJUSTED R2

1988 29 72,8%1989 29 56,2%1990 33 49,5%1991 33 60,2%1992 40 65,7%1993 43 42,2%1994 48 49,1%1995 49 51,9%1996 72 63,2%1997 76 29,5%1998 66 57,9%1999 61 42,2%2000 61 24,1%2001 57 46,8%2002 46 21,6%2003 46 37,2%

A) ANNUAL REGRESSIONS - PRICE MODEL

YEAR NºOBS. ADJUSTED R2

1990 32 44,2%1991 30 42,6%1992 35 42,1%1993 29 15,7%1994 41 19,1%1995 44 19,3%1996 44 33,6%1997 58 5,6%1998 58 12,5%1999 48 30,9%2000 50 16,3%2001 49 36,2%2002 45 8,7%2003 38 8,0%

B) ANNUAL REGRESSIONS - RETURN MODEL


TABLE 4 – VALUE RELEVANCE – INCREMENTAL EXPLANATORY POWER

YEAR NºOBS. BV EPS COMMONLARGER

EXPLANATORY POWER

1988 28 9,2% 31,6% 32,0% COMMON1989 29 13,7% 9,4% 33,2% COMMON1990 32 27,3% -0,5% 22,6% BV1991 33 12,3% 10,0% 37,9% COMMON1992 39 16,7% 23,4% 25,6% COMMON1993 46 23,0% 22,3% -3,1% BV1994 49 36,5% 1,5% 11,1% BV1995 50 25,5% 5,1% 21,3% BV1996 76 21,8% 10,8% 30,6% COMMON1997 79 11,0% 8,9% 9,7% BV1998 68 8,3% 7,7% 41,9% COMMON1999 66 8,9% 15,8% 17,5% COMMON2000 65 -13,1% -0,7% 37,9% COMMON2001 59 14,2% 7,9% 24,7% COMMON2002 50 1,9% 8,3% 11,4% COMMON2003 48 13,8% 16,2% 7,2% EPS

A) PIRCE MODEL - ANNUAL REGRESSIONS

YEAR EPS VAR EPS COMMONLARGER

EXPLANATORY POWER

1990 12,9% -1,6% 32,9% COMMON1991 42,6% 0,3% -0,2% EPS1992 37,0% 6,1% -1,0% EPS1993 13,6% -1,0% 3,0% EPS1994 4,2% 16,0% -1,0% VAR EPS1995 18,8% -1,9% 2,4% EPS1996 34,7% -1,5% 0,4% EPS1997 4,0% 0,7% 1,0% EPS1998 5,6% 0,9% 6,0% COMMON1999 3,3% 18,9% 8,6% VAR EPS2000 16,7% 3,2% -3,6% EPS2001 35,5% 4,8% -4,0% EPS2002 10,7% -2,0% 0,0% EPS2003 -2,3% 5,4% 4,9% VAR EPS

B) RETURN MODEL - ANNUAL REGRESSIONS

PRICE MODEL



TABLE 5A – VALUE RELEVANCE – PRICE MODEL – TIME EVOLUTION

PERIOD 1988-1991 59,7%PERIOD 1988-1995 55,9%

PERIOD 1992-1995 52,2%

PERIOD 1996-1999 48,2%PERIOD 1986-1993 40,3%

PERIOD 2000-2003 32,4%

PRICE MODEL - ADJUSTED R2 TIME EVOLUTION

4 YEAR PERIODS AVERAGE 8 YEAR PERIODS AVERAGE

TABLE 5B – VALUE RELEVANCE – RETURN MODEL – TIME EVOLUTION

PERIOD 1990-1995 32,7%

PERIOD 1996-1999 20,4%

PERIOD 2000-2003 17,3% PERIOD 1997-2003 16,9%

(1) 6 years in the first períod

PERIOD 1990-1996 30,9%

RETURN MODEL - ADJUSTED R2 TIME EVOLUTION

4 YEAR PERIODS AVERAGE (1) 7 YEAR PERIODS AVERAGE


TABLE 6A – VALUE RELEVANCE – PRICE MODEL – TIME TREND REGRESSION

SUMMARY OUTPUT

Regression StatisticsMultiple R 0,6957R Square 0,4840Adjusted R Square 0,4472Standard Error 0,1095Observations 16



Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept 0,6646 0,0574 11,5729 0,0000 0,5414 0,7877 0,5414 0,7877Time -0,0215 0,0059 -3,6241 0,0028 -0,0343 -0,0088 -0,0343 -0,0088

VALUE RELEVANCE EVOLUTIONPRICE MODEL(BV+EPS)

0

0,2

0,4

0,6

0,8

1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

YEAR

AD

JUST

ED R

2

\

TABLE 6B – VALUE RELEVANCE – RETURN MODEL – TIME TREND REGRESSION SUMMARY OUTPUT





VALUE RELEVANCE EVOLUTION RETURN MODEL (EPS+VAR.EPS)

0

0,1

0,2

0,3

0,4

0,5

1990

1991

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

YEAR

AD

JUST

ED R

2



TABLE 7A – VALUE RELEVANCE – PRICE MODEL – ONE INDEPENDENT VARIABLE

PERIOD 1988-1991 47,0%PERIOD 1988-1995 43,1%

PERIOD 1992-1995 39,2%

PERIOD 1996-1999 37,4%PERIOD 1986-1993 30,9%

PERIOD 2000-2003 24,5%

PERIOD 1988-1991 44,1%PERIOD 1988-1995 35,4%

PERIOD 1992-1995 26,8%

PERIOD 1996-1999 35,7%PERIOD 1986-1993 32,0%

PERIOD 2000-2003 28,2%


PRICE MODEL - ONE INDEPENDENT VARIABLE: "BV"


PRICE MODEL - ONE INDEPENDENT VARIABLE: "EPS"


TABLE 7B – VALUE RELEVANCE – RETURN MODEL – ONE INDEPENDENT VARIABLE

PERIOD 1990-1995 28,8%PERIOD 1990-1996 28,6%

PERIOD 1996-1999 17,0%

PERIOD 2000-2003 14,4% PERIOD 1997-2003 12,3%

PERIOD 1990-1995 10,7%PERIOD 1990-1996 7,6%

PERIOD 1996-1999 7,1%

PERIOD 2000-2003 2,2% PERIOD 1997-2003 6,4%


(1) 6 YEARS IN THE FIRST PERIOD.

RETURN MODEL - ONE INDEPENDENT VARIABLE: "EPS"


RETURN MODEL - ONE INDEPENDENT VARIABLE: "VAR EPS"



TABLE 8A – PRICE MODEL – ONLY “BV” – TIME TREND REGRESSION SUMMARY OUTPUT





VALUE RELEVANCE BV - EVOLUTION

00,10,20,30,40,50,6

1988

1990

1992

1994

1996

1998

2000

2002

YEAR

AD

JUST

ED R

2

TABLE 8B – PRICE MODEL – ONLY “EPS” – TIME TREND REGRESSION

SUMMARY OUTPUT




Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept 0,4378 0,0719 6,0863 0,0000 0,2835 0,5920 0,2835 0,5920Time -0,0119 0,0074 -1,5957 0,1329 -0,0278 0,0041 -0,0278 0,0041

VALUE RELEVANCE EPS - EVOLUTION

00,20,40,60,8

1988

1990

1992

1994

1996

1998

2000

2002

YEAR

AD

JUST

ED R

2


TABLE 9A – RETURN MODEL – ONLY “EPS” – TIME TREND REGRESSION

SUMMARY OUTPUT





VALUE RELEVANCE EPS - EVOLUTION

0

0,1

0,2

0,3

0,4

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

YEAR

AD

JUST

ED R

2

TABLE 9B – RETURN MODEL – ONLY “VAR.EPS” – TIME TREND REGRESSION

SUMMARY OUTPUT

Regression StatisticsMultiple R 0,2299R Square 0,0529Adjusted R Square -0,0261Standard Error 0,1079Observations 14



Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept 0,1137 0,0609 1,8678 0,0864 -0,0189 0,2464 -0,0189 0,2464Tempo -0,0059 0,0072 -0,8184 0,4291 -0,0214 0,0097 -0,0214 0,0097

VALUE RELEVANCE VAR.EPS EVOLUTION

-0,08

0,02

0,12

0,22

0,32

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

YEAR

AD

JUST

ED R

2



GRAPH 1, 2 AND 3 - PRICE MODEL - INCREMENTAL EXPLANATORY POWER - EVOLUTION

GRAPH 1 - BV - INCREMENTAL EXPLANATORY POWER -

EVOLUTION

-20%-10%

0%10%20%30%40%

1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

YEAR

R2

GRAPH 2 - EPS - INCREMENTAL EXPLANATORY POWER - EVOLUTION

-1%4%9%

14%19%24%29%34%

1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

YEAR

R2

GRAPH 3 - COMMON - EVOLUTION

-10%

0%

10%

20%

30%

40%

50%

1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

YEAR

R2


GRAPH 4, 5 AND 6 - RETURN MODEL - INCREMENTAL EXPLANATORY POWER

- EVOLUTION

GRAPH 4 - EPS - INCREMENTAL EXPLANATORY POWER - EVOLUTION

-5%5%

15%25%35%45%

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

YEAR

R2

GRAPH 5 - VAR EPS - INCREMENTAL EXPLANATORY POWER - EVOLUTION

-5%

0%

5%

10%

15%

20%

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

YEAR

R2

GRAPH 6 - COMMON - EVOLUTION

-5%5%

15%25%35%

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

YEAR

R2



TABLE 10 (A AND B) – NUMBER OF TMT’S - ANNUAL SAMPLES

YEAR NºTMT %1988 1 3,4%1989 1 (1 OUT.) 0,0%1990 1 (1 OUT.) 0,0%1991 1 3,0%1992 1 2,5%1993 2 (1 OUT) 2,3%1994 2 (1 OUT) 2,1%1995 3 6,1%1996 6 (1 OUT) 6,9%1997 7 (1 OUT) 7,9%1998 7 10,6%1999 7 (2 OUT) 8,2%2000 11 18,0%2001 11 (1 OUT) 17,5%2002 10 (1 OUT) 19,6%2003 10 (1 OUT) 19,6%

YEAR NºTMT %1990 1 3,13%1991 1 3,33%1992 1 2,86%1993 1 3,45%1994 2 4,88%1995 2 4,55%1996 3 6,82%1997 7 (1 OUT) 10,34%1998 5 8,62%1999 5 (3 OUT) 4,17%2000 5 10,00%2001 9 18,37%2002 10 22,22%2003 9 (1 OUT) 21,05%

OUT - Means Outlier

PRICE MODEL

A)

B)

RETURN MODEL

OUT - Means Outlier


TABLE 11 (A AND B) – NUMBER OF TMT’S – EVOLUTION - TIME TREND REGRESSIONS

SUMMARY OUTPUT

Regression StatisticsMultiple R 0,9202

R Square 0,8468 % T

MT

Adjusted R Square 0,8359Standard Error 0,0283Observations 16,0000

ANOVA YEAR

df SS MS F Significance FRegression 1,0000 0,0620 0,0620 77,3799 0,0000Residual 14,0000 0,0112 0,0008Total 15,0000 0,0732

Coeficientes Erro-padrão Stat t valor P 95% inferior 95% superior Inferior 95,0% Superior 95,0%Intercept -0,0351 0,0148 -2,3665 0,0329 -0,0670 -0,0033 -0,0670 -0,0033Time 0,0135 0,0015 8,7966 0,0000 0,0102 0,0168 0,0102 0,0168

PERCENTAGE OF TMT EVOLUTION

0%

2%

4%

6%

8%

10%

12%

14%

16%

18%

20%

1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

A) PRICE MODEL

B) RETURN MODEL SUMMARY OUTPUT

Regression StatisticsMultiple R 0,8544R Square 0,7301

% T

MT

Adjusted R Square 0,7076Standard Error 0,0375Observations 14



Coeficientes Erro-padrão Stat t valor P 95% inferior 95% superior Inferior 95,0% Superior 95,0%Intercept -0,0174 0,0212 -0,8218 0,4272 -0,0635 0,0287 -0,0635 0,0287Time 0,0142 0,0025 5,6972 0,0001 0,0087 0,0196 0,0087 0,0196

% T

MT

YEAR

PERCENTAGE OF TMTEVOLUTION

0%2%4%6%8%

10%12%14%16%18%20%

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002



TABLE 12– PRICE MODEL – CONTRIBUTION OF TMT’S FOR VALUE RELEVANCE

WITH TMT

WITHOUT TMT

1988 72,8% 72,4% Positive 0,4%1989 56,2% 56,2% Neutral 0,0%1990 49,5% 49,5% Neutral 0,0%1991 60,2% 59,8% Positive 0,4%1992 65,7% 74,8% Negative -9,1%1993 42,2% 41,9% Positive 0,3%1994 49,1% 57,2% Negative -8,1%1995 51,9% 50,5% Positive 1,4%1996 63,2% 63,9% Negative -0,7%1997 29,5% 42,0% Negative -12,5%1998 57,9% 62,5% Negative -4,6%1999 42,2% 42,8% Negative -0,6%2000 24,1% 46,1% Negative -21,9%2001 46,8% 48,6% Negative -1,8%2002 21,6% 22,9% Negative -1,3%2003 37,2% 47,4% Negative -10,2%

1610

62,5% -4,3%

PRICE MODEL

Average

Total Negative Years %Total Negative Contribution

Total Years

DIFFERENCE R2

TMT CONTRIBUTION

ADJUSTED R2

YEAR

TABLE 13– RETURN MODEL – CONTRIBUTION OF TMT’S FOR VALUE RELEVANCE

WITH TMT

WITHOUT TMT

1990 44,2% 44,5% Negative -0,4%1991 42,6% 44,7% Negative -2,1%1992 42,1% 42,3% Negative -0,1%1993 15,7% 13,7% Positive 2,0%1994 19,1% 21,5% Negative -2,4%1995 19,3% 19,6% Negative -0,3%1996 33,6% 36,4% Negative -2,8%1997 5,6% 7,1% Negative -1,4%1998 12,5% 12,4% Positive 0,1%1999 30,9% 22,9% Positive 8,0%2000 16,3% 15,8% Positive 0,5%2001 36,2% 38,3% Negative -2,1%2002 8,7% 11,0% Negative -2,3%2003 8,0% 19,8% Negative -11,9%

1410

71,4% -1,1%

RETURN MODEL

TMT CONTRIBUTION

DIFFERENCE R2

Total Years

ADJUSTED R2

Total Negative Years %

YEAR

AverageTotal Negative Contribution


TABLE 14 – PRICE MODEL – EVOLUTION - TMT’S PERCENTAGE AS INDEPENDENT VARIABLE OF R2 OF VALUE RELEVANCE IN PORTUGAL

SUMMARY OUTPUT

Regression StatisticsMultiple R 0,6363R Square 0,4049Adjusted R Square 0,3624Standard Error 0,1176Observations 16,0000


Regression 1,0000 0,1317 0,1317 9,5255 0,0080Residual 14,0000 0,1936 0,0138Total 15,0000 0,3254

Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept 0,5885 0,0454 12,9566 0,0000 0,4911 0,6859 0,4911 0,6859% TMT -1,3414 0,4346 -3,0863 0,0080 -2,2736 -0,4092 -2,2736 -0,4092

% TMT EXPLAINS THE EVOLUTION OF ADJUSTED R2

0,20,25

0,30,35

0,40,45

0,50,55

0,60,65

0,70,75

0 0,02 0,04 0,06 0,08 0,1 0,12 0,14 0,16 0,18 0,2

% TMT

AD

JUST

ED R

2TABLE 15 – RETURN MODEL – EVOLUTION - TMT’S PERCENTAGE AS INDEPENDENT

VARIABLE OF R2 OF VALUE RELEVANCE IN PORTUGAL SUMMARY OUTPUT % TMT EXPLAINS THE EVOLUTION OF ADJUSTED R2




Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept 0,3271 0,0558 5,8594 0,0001 0,2055 0,4487 0,2055 0,4487% TMT -0,9906 0,5025 -1,9714 0,0722 -2,0855 0,1043 -2,0855 0,1043

00,05

0,10,15

0,20,25

0,30,35

0,40,45

0,03 0,06 0,09 0,12 0,15 0,18 0,21

% TMT

AD

JUST

ED R

2



TABLE 16 (A AND B) – LOSSES - ANNUAL SAMPLES

YEAR PERC. LOSSES. ABSOLUTE VALUE (1)

1988 3,4% 2,2%1989 0,0% 0,0%1990 3,0% 2,6%1991 3,0% 4,0%1992 27,5% 40,1%1993 34,9% 64,2%1994 22,9% 55,9%1995 24,5% 36,7%1996 20,8% 34,5%1997 15,8% 27,3%1998 13,6% 18,6%1999 14,8% 18,6%2000 19,7% 32,5%2001 36,8% 49,5%2002 31,9% 42,6%2003 37,0% 35,4%

YEAR PERC. LOSSES. ABSOLUTE VALUE (1)

1990 3,1% 3,3%1991 3,3% 2,9%1992 30,6% 24,2%1993 31,0% 60,3%1994 24,4% 64,6%1995 26,1% 69,0%1996 15,9% 24,7%1997 16,4% 54,1%1998 13,3% 59,1%1999 17,3% 30,4%2000 17,0% 62,7%2001 33,3% 66,6%2002 32,7% 60,8%2003 34,1% 75,1%

B - RETURN MODEL - EVOLUTION - LOSSES

(1) Absloute weight of Losses in the sample (total of absolute value of Earnings).

A - PRICE MODEL - EVOLUTION - LOSSES

(1) Absloute wheight of Losses in the sample (total of absolute value of Earnings).


TABLE 17 – PRICE MODEL – EVOLUTION – PERCENTAGE OF LOSSES

SUMMARY OUTPUT


ANOVA YEAR

df SS MS F Significance FRegression 1 0,1092 0,1092 12,1611 0,0036Residual 14 0,1257 0,0090Total 15 0,2349

Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept 0,0412 0,0497 0,8295 0,4208 -0,0654 0,1478 -0,0654 0,1478Time 0,0179 0,0051 3,4873 0,0036 0,0069 0,0289 0,0069 0,0289

%LO

SSES

PPERCENTAGE OF LOSSES - EVOLUTION

00,10,20,30,4

1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

TABLE 18 – PRICE MODEL – EVOLUTION – ABSOLUTE WEIGHT OF LOSSES SUMMARY OUTPUT




CoefficientsStandard Erro t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept 0,1206 0,0949 1,2719 0,2241 -0,0828 0,3241 -0,0828 0,3241Time 0,0200 0,0098 2,0361 0,0611 -0,0011 0,0410 -0,0011 0,0410

WEIGHT OF LOSSES IN TOTAL ABSOLUTE EARNINGS

0,0%

20,0%

40,0%

60,0%

1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

YEARA

BS

.WEI

GH

T O

F LO

SSE

S

TABLE 19 – RETURN MODEL – EVOLUTION – PERCENTAGE OF LOSSES SUMMARY OUTPUT




Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept 0,1179 0,0538 2,1931 0,0487 0,0008 0,2350 0,0008 0,2350Time 0,0127 0,0063 2,0157 0,0668 -0,0010 0,0265 -0,0010 0,0265

PERCENTAGE OF LOSSES - EVOLUTION

0,0%10,0%20,0%30,0%40,0%

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

YEAR

% L

OSS

ES



TABLE 20 – RETURN MODEL – EVOLUTION – ABSOLUTE WEIGHT OF LOSSES

SUMMARY OUTPUT

Regression StatisticsMultiple R 0,6699R Square 0,4487Adjusted R Square 0,4028Standard Error 0,1908Observations 14,0000


Regression 1,0000 0,3558 0,3558 9,7681 0,0088Residual 12,0000 0,4371 0,0364Total 13,0000 0,7929

Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept 0,1731 0,1077 1,6068 0,1341 -0,0616 0,4079 -0,0616 0,4079Time 0,0395 0,0127 3,1254 0,0088 0,0120 0,0671 0,0120 0,0671

ABSOLUTE WEIGHT OF LOSSES IN TOTAL EARNING - EVOLUTION

0,0%20,0%40,0%60,0%80,0%

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002YEAR

AB

S.W

EIG

HT

OF

LOSS

ES

TABLE 21 – PRICE MODEL – CONTRIBUTION OF LOSSES TO VALUE RELEVANCE

WITH LOSSES

WITHOUT LOSSES

1988 72,8% 71,9% Positive 0,9%1989 56,2% 56,2% Neutral 0,0%1990 49,5% 49,8% Negative -0,4%1991 60,2% 63,8% Negative -3,6%1992 65,7% 67,0% Negative -1,3%1993 42,2% 51,7% Negative -9,5%1994 49,1% 49,9% Negative -0,7%1995 51,9% 81,1% Negative -29,2%1996 63,2% 65,8% Negative -2,6%1997 29,5% 30,6% Negative -1,1%1998 57,9% 70,3% Negative -12,4%1999 42,2% 45,8% Negative -3,6%2000 24,1% 50,8% Negative -26,7%2001 46,8% 54,0% Negative -7,2%2002 21,6% 58,5% Negative -36,9%2003 37,2% 63,7% Negative -26,5%

1614

87,5% -10,1%Total Negative Years %

DIFFERENCE R2

LOSSES CONTRIBUTION

PRICE MODEL

Total YearsAverage

Total Negative Contribution

YEARADJUSTED R2


TABLE 22 – RETURN MODEL – CONTRIBUTION OF LOSSES TO VALUE RELEVANCE

WITH LOSSES WITHOUT LOSSES

1990 44,2% 43,9% Positive 0,3%1991 42,6% 40,5% Positive 2,1%1992 42,1% 17,8% Positive 24,4%1993 15,7% -5,7% Positive 21,4%1994 19,1% 40,4% Negative -21,3%1995 19,3% 56,7% Negative -37,4%1996 33,6% 20,6% Positive 13,0%1997 5,6% 6,6% Negative -1,0%1998 12,5% 5,4% Positive 7,1%1999 30,9% 41,5% Negative -10,6%2000 16,3% 34,4% Negative -18,2%2001 36,2% 45,5% Negative -9,2%2002 8,7% 15,2% Negative -6,5%2003 8,0% 40,8% Negative -32,8%

14

8

57,1% -4,9%

RETURN MODEL

YEARADJUSTED R2

LOSSES CONTRIBUTION DIFFERENCE R2

Total YearsAverage

Total Negative Contribution

Total Negative Years %

TABLE 23 – PRICE MODEL – PERCENTAGE OF LOSSES AS INDEPENDENT VARIABLE

OF R2 OF VALUE RELEVANCE IN PORTUGAL SUMMARY OUTPUT




Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept 0,579 0,065 8,921 0,000 0,440 0,718 0,440 0,718PERC.LOSSES -0,504 0,284 -1,771 0,098 -1,113 0,106 -1,113 0,106



TABLE 24 – RETURN MODEL – PERCENTAGE OF LOSSES AS INDEPENDENT VARIABLE

OF R2 OF VALUE RELEVANCE IN PORTUGAL SUMMARY OUTPUT




Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept 0,349 0,082 4,235 0,001 0,169 0,528 0,169 0,528PERC.LOSSES -0,514 0,348 -1,476 0,166 -1,273 0,245 -1,273 0,245

TABLE 25 – PRICE MODEL – ABSOLUTE WEIGHT OF LOSSES IN TOTAL EARNINGS

AS INDEPENDENT VARIABLE OF R2 OF VALUE RELEVANCE IN PORTUGAL

SUMMARY OUTPUT




Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept 0,5625 0,0639 8,8066 0,0000 0,4255 0,6996 0,4255 0,6996ABS.WEIGHT LOSSES -0,2786 0,1833 -1,5202 0,1507 -0,6717 0,1145 -0,6717 0,1145


TABLE 26 – RETURN MODEL – ABSOLUTE WEIGHT OF LOSSES IN TOTAL EARNINGS

AS INDEPENDENT VARIABLE OF R2 OF VALUE RELEVANCE IN PORTUGAL

SUMMARY OUTPUT




Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0%Intercept 0,4498 0,0515 8,7370 0,0000 0,3377 0,5620 0,3377 0,5620ABS.WEIGHT LOSSES -0,4486 0,0978 -4,5874 0,0006 -0,6616 -0,2355 -0,6616 -0,2355

TABLE 27 – PRICE MODEL – EFFECT ON THE EXPLANATORY POWER OF THE TOTAL

REGRESSION OF THE ELIMINATION OF OBSERVATIONS WITH LOSSES AND/OR TMT’S

SAMPLE R2 ADJUST. R2 SIGNIF. SAMPLE R2 ADJUST. R2 SIGNIF. SAMPLE R2 ADJUST. R2 SIGNIF. SAMPLE R2 ADJUST. R SIGNIF.

796 42,9% 42,8% 0,0000 631 49,5% 49,3% 0,0000 719 48,2% 48,0% 0 580 54,0% 53,8% 0

6,6% 5,3% 11,1%INCREASEINCREASE INCREASE

WITHOUT TMT'S WITHOUT LOSSES AND TMT'S

A - PRICE MODEL - TOTAL

WITH LOSSES AND TMT'S WITHOUT LOSSES

TABLE 28 – RETURN MODEL – EFFECT ON THE EXPLANATORY POWER OF THE TOTAL

REGRESSION OF THE ELIMINATION OF OBSERVATIONS WITH LOSSES AND/OR TMT’S

SAMPLE R2 ADJUST. R2 SIGNIF. SAMPLE R2 ADJUST. R2 SIGNIF. SAMPLE R2 ADJUST. R2 SIGNIF. SAMPLE R2 ADJUST. R SIGNIF.

602 10,2% 9,9% 0,0000 480 18,9% 18,5% 0,0000 546 10,8% 10,5% 0,0000 439 19,3% 18,9% 0,0000

8,6% 0,6% 9,1%

B - RETURN MODEL - TOTAL

WITH LOSSES AND TMT'S WITHOUT LOSSES

INCREASEINCREASE INCREASE

WITHOUT TMT'S WITHOUT LOSSES AND TMT'S


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ANOTAÇÃO A ACÓRDÃO


“PROCESSO N.º 5145/06 (…) FUNDAMENTOS

Para a decisão da causa resulta provada a seguinte matéria de facto, nos termos do dis-posto no n.º 4 do artigo 416.º do CVM: 1. Em 26 de Janeiro de 2005, a arguida A., tinha acções admitidas à negociação no Merca-do de Cotações Oficiais, tendo por data da últi-ma cotação efectuada o dia 25 de Janeiro de 2005. (…) 3. A arguida A. figura como detentora de 100% (cem por cento) do capital social da sociedade comercial com a firma E., no Relatório e Con-tas Consolidadas – Primeiro Semestre de 2004 – e no Relatório e Contas Consolidadas de 2004. 4. A E. figura como detentora de 74,97% (setenta e quatro vírgula noventa e sete por cen-to) do capital social da sociedade comercial com a firma B., no Relatório e Contas Consoli-dadas do primeiro semestre de 2004. (…)

17. (…) [em] 26 de Janeiro de 2005, a arguida A. divulgou ao público, através do sistema de difusão de informação da CMVM, o texto com o seguinte teor: “Facto Relevante

Lisboa, 26 de Janeiro de 2005 – A A. informa que, dado o interesse que os activos da B. têm suscitado por parte de diversas entidades, deci-diu disponibilizar, por solicitação destas, algu-ma informação adicional sobre os mesmos acti-vos. Eventuais manifestações de interesse na referi-da aquisição serão analisadas em breve no âmbito da reflexão estratégica da A. sobre os seus activos de b., não tendo contudo sido ain-da tomada qualquer decisão pelos órgãos sociais do Grupo da A., nem estando agendada qualquer reunião para o efeito, nomeadamente sobre a possibilidade da alienação de todos ou parte dos activos em causa.

DIVULGAÇÃO DE INFORMAÇÃO

ANOTAÇÃO À SENTENÇA DO TRIBUNAL DE PEQUENA INSTÂNCIA CRIMINAL DE LISBOA1, 2º JUÍZO, 2ª SECÇÃO, PROCESSO N.º 5145/06 CÉLIA REIS* E FILIPE MATIAS SANTOS*

* Juristas do Departamento de Assuntos Jurídicos e Contencioso da CMVM.

1- Esta sentença foi divulgada na íntegra pela CMVM em http://www.cmvm.pt/NR/exeres/F0FFD779-C3AB-42EC-AAB8-9966E1B44A4E.htm, nos termos do artigo 422.º/2 do Código dos Valores Mobiliários. Como foi também divulgado, a arguida interpôs recurso da decisão. Entretanto, por acórdão de 20/12/2007, o Tribunal da Relação de Lisboa, manteve a decisão condenatória da CMVM.


No estrito cumprimento da legislação em vigor, a A. informará imediatamente o público sobre quaisquer desenvolvimentos relevantes relacio-nados com este assunto.” (…) 54. A arguida A., em 26 de Janeiro de 2005, já havia dado início ao processo de alienação da E.. 55. A arguida A., em 26 de Janeiro de 2005, já havia decidido só levar em consideração pro-postas de aquisição da E. que indicassem o pre-ço de 100% das respectivas acções. 56. A arguida A. ciente do referido em 54. e 55. quis divulgar o teor do Facto Relevante nos termos e com o teor referido em 17., agindo de forma consciente, livre e voluntária. 57. A arguida A. fê-lo com o propósito finan-ceiro de não projectar no mercado a ansiedade de alienação de parte dos seus activos, fragili-zando-os, e, simultaneamente, não excluir pos-sibilidades de negócio com interessados que não pudessem ou não quisessem adquirir a tota-lidade dos activos, mantendo o objecto da tran-sacção atractivo ao maior número de investido-res. (…) ENQUADRAMENTO JURÍDICO À arguida A. é imputada a prática da contra-ordenação prevista e punida nos termos do n.º 1 do artigo 389 e alínea a) do n.º 1 do artigo 388 do CVM. Tomemos pois em consideração o que dizem, respectivamente, estes preceitos: “Constitui contra-ordenação muito grave a comunicação ou divulgação, por qualquer

pessoa ou entidade e através de qualquer meio, de informação que não seja completa, verda-deira, actual, clara, objectiva e lícita.” “Às contra-ordenações previstas nesta secção são aplicáveis as seguintes coimas: a) Entre €25 000 e €2 500 000, quando sejam qualificadas como muito graves;” Importa, desde logo, reter uma série de concei-tos intrínsecos às disposições transcritas, cir-cunscrevendo-os no âmbito de realidades mais abrangentes. O Direito dos Valores Mobiliários está inti-mamente relacionado com uma necessidade de protecção de investidores e dos respectivos interesses. É desta percepção que surge este conjunto de normas, atento às novas realidades económico-financeiras e ao atractivo mercado de valores mobiliários. A estes princípios subjaz um interesse público de garantir a formação da poupança e a sua cap-tação para o mercado de valores mobiliários, o que justifica a protecção conferida, ab initio, pela Constituição da República Portuguesa, designadamente no artigo 101, o qual prescre-ve: “O sistema financeiro é estruturado por lei, de modo a garantir a formação, a captação e a segurança das poupanças, bem como a aplica-ção dos meios financeiros necessários ao desenvolvimento económico e social.” O mercado de valores mobiliários vive da apli-cação das poupanças dos aforradores e pressu-põe a existência de condições de segurança como motivadoras da tomada de uma decisão de investimento, sendo que a “(...) segurança do investimento e a confiança no mercado são, portanto, condições essenciais ao regular

ANOTAÇÃO A ACÓRDÃO : 171


funcionamento deste pois dela depende a deci-são do investidor no sentido de aplicar, neste mercado, as suas poupanças.” – cfr. Sofia Nascimento Rodrigues, A Protecção dos Investidores em Valores Mobiliários, Coimbra: Almedina, 2001, p. 26. É certo que todo o investimento em valores mobiliários comporta um certo risco económi-co, impõe-se, por isso, que o mercado tome visível e transparente este risco. Numa frase: “A decisão do investidor pode ser errada mas tem de ser uma decisão esclarecida.” – Sofia Nascimento Rodrigues, op. cit., p. 33. Como refere Célia Reis, Violação de Deveres de Informação, in Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários, n.º 4, Lisboa, 1999, p. 269 “(...) a decisão de investimento esclarecida apenas pode ser garantida através da dissemi-nação, no próprio mercado, de toda a informa-ção relevante. (...) Por isso se caracterizam recorrentemente os mercados de valores mobiliários como alta-mente sensíveis e reactivos à informação. Com efeito, a divulgação de factos que influenciem, positiva ou negativamente, a apreciação que os investidores fazem das entidades emitentes e dos valores mobiliários por ela emitidos é deci-siva para o sentido que as decisões de (des)investimento tomam.”, tendente a criar um mer-cado eficiente. Uma das denominadas medidas gerais de protecção é exactamente a informação enquan-to substrato à tomada de decisão de investimen-to, o que implica um efectivo conhecimento das condições e reais perspectivas de cada possibili-dade de investimento, o qual é conformado pelo

conteúdo da informação que lhe é efectivamen-te disponibilizado. Informação, por si mesma, “(...) significa ori-ginariamente dar forma a alguma coisa que, por esse modo, se toma cognoscível e, como tal, transmissível. Assim, informação designa simultaneamente o processo de formulação e transmissão de objectos de conhecimento e estes últimos como conteúdos.” – Eduardo Paz Ferreira, A informação no mercado de valores mobiliários, in Direito dos Valores Mobiliários, vol. III, Coimbra: Coimbra Editora, 2001, p. 142. As regras respeitantes aos deveres de informa-ção são numerosas mas o seu grau de desenvol-vimento varia consoante o sujeito passivo desse dever. Assim, os deveres de informação variam consoante a entidade que aos mesmos está obri-gada. No caso concreto, o cumprimento dos deveres de informação impendem directamente sobre a arguida A., enquanto emitente. Mais concreta-mente, enquanto sociedade aberta ao investi-mento do público e cotada, nos termos da alínea c) do n.º 1 do artigo 13 do CVM. Para além do dever de informação periódica exigível nos termos do CVM a este tipo de sociedades, exige-se ainda o dever de informa-ção permanente, ao abrigo do disposto nos n.ºs 1 e 2 do artigo 248 do CVM, os quais prescrevem: “1. Os emitentes que tenham valores mobiliários admitidos à negociação em mercado regulamentado ou requerido a respec-tiva admissão a um mercado dessa natureza divulgam imediatamente:


a) Toda a informação que lhes diga directa-mente respeito ou aos valores mobiliários por si emitidos, que tenha carácter preciso, que não tenha sido tomada pública e que, se lhe fosse dada publicidade, seria idónea para influenciar de maneira sensível o preço desses valores mobiliários, ou dos instru-mentos subjacentes ou derivados com estes relacionados; b) Qualquer alteração à informação tomada pública nos termos da alínea anterior, utili-zando para o efeito o mesmo meio de divul-gação.

2. Para efeitos da presente lei a informação privilegiada abrange os factos ocorridos, exis-tentes ou razoavelmente previsíveis, indepen-dentemente do seu grau de formalização, que, por serem susceptíveis de influir na formação dos preços dos valores mobiliários ou dos ins-trumentos financeiros, qualquer investidor razoável poderia normalmente utilizar, se os conhecesse, para basear, no todo ou em parte, as suas decisões de investimento.” O dever de informação permanente funciona como um meio de realização de um fim último de protecção dos investidores, promovendo o funcionamento eficiente, equitativo e transpa-rente do mercado de valores mobiliários. É um mecanismo legal que visa “(…) obrigar as sociedades cotadas a criarem um mercado efi-ciente e transparente para os valores que emi-tem, por exemplo, informando o mercado, sem demora, e de forma correcta, sobre todo e qual-quer facto que seja relevante para a apreciação pelos investidores dos valores mobiliários que estão no mercado.” – cfr. José Nunes Pereira, O Novo Código dos Valores Mobiliários e a Protecção dos Investidores, in Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários, n.º 7, Lisboa,

2000, p. 78 e vide ainda Célia Reis, op. cit. pp. 271 e 272. Ora, é este mesmo o dever que aqui está em causa e o seu cumprimento por parte da arguida A., pois, é de informação relativa a valores mobiliários que se trata o comunicado de Facto Relevante. E isto porque, está em causa a decisão de alienação ou não de partici-pações sociais – leiam-se: acções – que a arguida A. detinha, à data, sobre a E. – cfr. n.º 1 do artigo 1º do CVM que prescreve:

“São valores mobiliários, além de outros que a lei como tal qualifique:

a) As acções; b) As obrigações; c) Os títulos de participação; d) As unidades de participação em institui-ções de investimento colectivo; (…).”

São essencialmente dois os elementos essen-ciais definidos pela doutrina relativamente à noção de valores mobiliários: a representação de uma operação de investimento e a existên-cia de um risco (já anteriormente referido) – cfr. Richini, I Valori Mobiliari, citado por Carlos Costa Pina, Instituições e Mercados Financeiros, Coimbra: Almedina, 2005, p. 468. É por isso que, do ponto de vista económico, o mercado de valores mobiliários tem a particula-ridade de ser através deste que se reúne a procura de fontes de financiamento e a poupança de investidores, permitindo que o capital se transforme em investimento e este em fonte de financiamento de entidades económi-cas – vide Frederico de Lacerda da Costa Pinto, A tutela dos mercados de valores mobiliários e o regime do ilícito de mera



ordenação social, in Direito dos Valores Mobi-liários, vol. I, Coimbra: Coimbra Editora, 1999, pp. 289 e 290. É também através deste dever que se imprime no mercado a equidade relativamente ao acesso à informação dos investidores e transparência no próprio mercado. O mercado de valores, contrariamente à tradi-cional negociação bilateral, é composto por um conjunto massificado de fluxos de interesses, comportamentos e informações. Não é apenas o círculo dos accionistas que se pretende tute-lar, contrariamente do que sucede no Direito Societário, mas sim o investidor, enquanto um titular efectivo ou meramente potencial de valo-res mobiliários – vide a este propósito Célia Reis, op. cit., p. 271 e António Soares, Direi-tos Inerentes a valores mobiliários, in Direito dos Valores Mobiliários, vol. I, Coimbra: Coimbra Editora, 1999, pp. 133 e ss. É ainda importante conhecer a forma como o legislador reconhece a susceptibilidade da informação influenciar a tomada de decisões de investimento e como acautela essa mesma influência. Nos termos do artigo 7º do CVM, sempre que a informação respeite a “(...) valores mobiliá-rios, ofertas públicas, mercados, actividades de intermediação e emitentes é-lhe exigida com-pletude, veracidade, actualidade, clareza, objectividade e licitude” – Sofia Nascimento Rodrigues, op. cit., p. 33, enquanto regra fun-damental que tem em vista assegurar a forma-ção de uma esclarecida decisão de investimen-to, por parte do investidor.

Todos estes conceitos indeterminados deverão ser “preenchidos” na óptica dos interesses à luz dos quais são exigidos, ou seja, à luz dos inte-resses de um investidor médio, sendo certo que é o próprio CVM que distingue duas categorias – os investidores qualificados – e os investi-dores não qualificados – cfr. artigos 30 e 31 do CVM – e vide, neste sentido, José de Oli-veira Ascensão, A Protecção do Investidor, in Direito dos Valores Mobiliários, Coimbra: Coimbra Editora, vol. IV, 2003, pp. 15 e ss. A informação de que falamos tem por objecto um facto que, de acordo com um juízo de prognose, é apto a fundamentar uma decisão de (des)investimento, por parte de um investidor médio, ou seja, um juízo que “(...) deverá ter por base aquele que seria o comportamento de um investidor médio, normalmente diligente, guiado por critérios de racionalidade na sua actuação no mercado de valores mobiliários. Juízo, aliás, para cuja realização a entidade emitente se encontra na melhor posição, dada a sua plena integração no segmento específico de vida em que o mercado de valores mobiliários se traduz.” – Célia Reis, op. cit., p. 275. A veracidade, objectividade e clareza que se exigem ao destinatário do dever de prestar a informação prende-se com a correspondência com exactidão aos factos ocorridos, não poden-do induzir o público em erro sobre a realidade. A este respeito, importa ter presente o disposto no artigo 7º do CVM: “1. Deve ser completa, verdadeira, actual, cla-ra, objectiva e lícita a informação respeitante a valores mobiliários, a ofertas públicas, a mercados de valores mobiliários, a actividade


de intermediação e a emitentes que seja susceptível de influenciar as decisões dos investidores ou que seja prestada às entidades de supervisão e às entidades gestoras de mer-cados, de sistemas de liquidação e de sistemas centralizados de valores mobiliários. 2. O disposto no número anterior aplica-se seja qual for o meio de divulgação e ainda que a informação seja inserida em conselho, reco-mendação, mensagem publicitária ou relatório de notação de risco. 3. O requisito de completude da informação é aferido em função do meio utilizado, podendo, nas mensagens publicitárias, ser substituído por remissão para documento acessível aos destinatários. 4. A publicidade relativa a valores mobiliários e a actividades reguladas neste Código é apli-cável o regime geral da publicidade.” Decompondo o quanto este preceito encerra, trazemos à presença os conceitos anteriormente explorados, ou seja, o de informação prestada a propósito de valores mobiliários, que seja sus-ceptível de influenciar a decisão do investidor e, ao que ao caso importa, seja verdadeira. Tomemos, então, em consideração o facto provado 17., nos termos do qual a arguida A. divulga o seguinte: “Facto Relevante

Lisboa, 26 de Janeiro de 2005 – A A. informa que, dado o interesse que os activos da B. têm suscitado por parte de diversas entidades, decidiu disponibilizar, por solicitação destas, alguma informação adicional sobre os mesmos activos.

Eventuais manifestações de interesse na referi-da aquisição serão analisadas em breve no âmbito da reflexão estratégica da A. sobre os seus activos de b., não tendo contudo sido ain-da tomada qualquer decisão pelos órgãos sociais do Grupo da A., nem estando agendada qualquer reunião para o efeito, nomeadamente sobre a possibilidade da alienação de todos ou parte dos activos em causa. No estrito cumprimento da legislação em vigor, a A. informará imediatamente o público sobre quaisquer desenvolvimentos relevantes relacio-nados com este assunto.” Sem necessidade de grandes processos silogísti-cos, depressa nos apercebemos que a arguida A. divulga uma informação, ou seja, dá públi-co conhecimento de um facto. Facto este que respeita ao interesse na aquisição de activos que são detidos por ela (directa ou indirecta-mente) e respeitantes à B., acrescentando que os órgãos sociais do seu Grupo ainda não tomaram decisão sobre a possibilidade de alienação de todos ou parte dos mencionados activos. Significa isto que estamos perante uma informação, respeitante à alienação/aquisição de activos – leia-se: participações sociais de sociedade anónima, leia-se: acções (unidades do capital social – cfr. artigo 271 do Código das Sociedades Comerciais), leia-se: valores mobiliários, sobre os quais foi revelado inte-resse na aquisição e sobre este facto ainda não foi tomada decisão de alienação, do todo ou parte – facto susceptível de influenciar a decisão do investidor.



Em suma, estamos perante uma informação que deve ser prestada com qualidade, querendo com isto significar que deverá ser prestada com todos os atributos a que alude o n.º 1 do artigo 7º do CVM. Vejamos, pois, com precisão, se a veracidade estava presente neste comunicado emitido pela arguida A., ou se a mesma estava ausente como afirma a CMVM. Ora, da matéria de facto provada – factos 3., 4. e 54. a 57. –, resulta que a arguida A. quando, em 26 de Janeiro de 2005, comunica o Facto Relevante, “(…) já havia dado início ao pro-cesso de alienação da E.”, a qual era detida a 100% por si e detinha, por sua vez, 74,97% da B.; “(...) já havia decidido só levar em conside-ração propostas de aquisição da E. que indi-cassem o preço de 100% das respectivas acções.”; estava ciente disso e, ainda assim, “(...) quis divulgar o teor do Facto Relevante nos termos e com o teor referido em 17., agindo de forma consciente, livre e voluntária.”, com o “(...) propósito financeiro de não projectar no mercado a ansiedade de alienação de parte dos seus activos, fragilizando-os, e, simultaneamen-te, não excluir possibilidades de negócio com interessados que não pudessem ou não quises-sem adquirir a totalidade dos activos, manten-do o objecto da transacção atractivo ao maior número de investidores.” Claro está que a arguida A. ao prestar aquela informação, o que quis, sabia que de alguma forma iria influenciar o processo de formação e de tomada de decisão por parte dos investi-dores, de outro modo nem sequer seria um Facto Relevante. Tanto o sabia que o quis divulgar através da CMVM, porém dando

conta de uma factualidade que não correspondia com a verdade e que assim mesmo foi sua intenção difundir, ciente das vantagens nego-ciais que daí advinham ou, pelo menos, conven-cida das mesmas, pois sabia perfeitamente que aquela não era a informação verdadeira e que fazia uso de uma abordagem formalista para ocultar a verdade dos factos. A arguida A. fê-lo porque sabia que os activos – valores mobiliários – que procurava vender manter-se-iam mais “apetecíveis”, ou seja, havia quem tivesse interesse em adquiri-los, mas a própria revelava-se relutante em aliená-los, como se fossem activos estratégicos, o que não era manifestamente o caso. Informando os investidores que haviam mani-festado interesse na aquisição, sem dar sinal que a manutenção dos activos não lhe interessa-vam, a arguida A. procurou, desde logo, mani-pular o valor de mercado dos seus activos. Ao ocultar aquilo que era a sua estratégia e sua “primeira escolha” relativamente aos activos, nomeadamente, a sua venda a 100%, a arguida A. sabia abrir portas ou, pelo menos, não fechá-las a investidores. De qualquer modo, a arguida A., por um lado, ao fazer difundir através de comunicado de Facto Relevante que nada estava decidido, nem a alienação, nem a alienação a 100% dos seus activos b., e, por outro, através de cartas solicitando propostas de alienação exclusiva-mente a 100%, dava sinais antagónicos dos seus intentos quanto aos activos, sabia, pois, que não podia manter simultaneamente as duas posições, numa coerência de mercado e quis fazê-lo.


Do ponto de vista da denominada Ética Financeira, podemos ainda chegar à conclusão que a arguida A. foi responsável por uma assimetria de informação, uma vez que “(...) diferentes indivíduos envolvidos possuem infor-mação distinta, em que uns estão melhor infor-mados que outros.” – a cfr. Manuel Alves Monteiro, A Ética na Análise Financeira, in Direito dos Valores Mobiliários, vol. IV, Coimbra: Coimbra Editora, 2003, p. 149. Citando o exemplo de académico da venda do carro usado, este autor acrescenta, a fls. 150, “O mercado, englobando todos os seus partici-pantes, deve ser capaz de informar, exercendo funções de monitorização, e fornecer um con-junto de instrumentos capazes de reduzir tais assimetrias e potenciar a equidade entre as partes, proporcionando a um vasto leque de agentes tipologias contratuais e formas regula-mentares de protecção destes enviesamentos [sic]. Desta forma, conseguirá apoiar a canali-zação de investimento para os projectos mais eficientes.” E não se pode argumentar que o fizesse com falta de sintonia relativamente ao D., pois, resultou provado que este cumpriu com profis-sionalismo o mandato de assessoria financeira e toda a estratégia e actos de execução eram pra-ticados com o conhecimento e concordância da arguida A.. Note-se ainda que do ponto de vista jurídico, não sendo a arguida A. directamente a titular dos activos b., jamais poderia, validamente, desejar aliená-los individualmente. Assim suce-de porque os activos b. eram detidos pela B., ou seja, por uma sociedade anónima com patrimó-nio autónomo face à arguida A.. Por sua vez, a

própria B. era detida directamente pela E., tam-bém e, por sua vez, uma sociedade anónima com património autónomo face à arguida A.. Donde, apenas indirectamente, ou seja, através da alienação global dos 100% da participação social que a arguida A. tinha sobre a E., pode-ria alienar os activos b. existentes no Grupo da A.. A sociedade anónima com património autó-nomo B. era a única sociedade que poderia deli-berar a alienação de per si dos activos que deti-nha, cabendo apenas à arguida A. a possibili-dade de alienar 100% da E., se quisesse alienar os activos b.. A tomada de decisão definitiva de vender não pode jamais ser considerada um Facto Relevante para o mercado de investidores em função do negócio em causa, pois se a alienação já é um facto consumado, porque se realizou, este facto não permite, não é susceptível de influenciar a decisão do investidor. O facto susceptível de influenciar o investi-dor será sempre aquele que lhe permite decidir se investe ou não as suas poupanças em deter-minados valores mobiliários, ou seja, pressu-põe a possibilidade de ser potencial titular dos mesmos. Dito isto, pressupõe que os valores mobiliários ainda sejam negociáveis. Por conseguinte, o Facto Relevante e que deveria ter sido comunicado pela arguida A., em cumprimento do dever de prestar informa-ção com qualidade, seria o de existir predisposi-ção de negociar ou alienar os valores mobiliá-rios que detinha, antes de tomada a decisão final e definitiva de alienar, quando a mesma surgiu no seio da arguida A., ou seja, quando admitiu que a alienação dos valores



mobiliários a 100% era uma solução estratégi-ca desejada. Acrescente-se que o advérbio de modo “nomeadamente” que a arguida A. faz constar no Facto Relevante, após afirmar que os órgãos sociais ainda não tomaram qualquer decisão e antes de referirem a possibilidade de alienação de todos ou parte dos activos em cau-sa, significa que ainda não foi tomada qualquer decisão de alienação pelos órgãos sociais do Grupo da A. e especifica, a título exemplificati-vo e não exaustivo, que não se decidiu sobre a alienação de todos ou parte dos activos. Ora, como é óbvio, se não foi “(...) ainda toma-da qualquer decisão (...)“, não podia ter havido decisão sobre a “(...) alienação de todos ou parte dos activos (...)”, pois o vocábulo “qualquer” exclui a possibilidade de “alguma” decisão. Na verdade, não só já havia sido tomada a decisão de vender os activos b., como supra se fundamentou, como já haviam sido tomadas outras decisões interlocutórias no processo de alienação, algumas com idoneidade para influenciar a tomada de decisão de investidores, tais como a decisão de mandatar o D. para assessorar financeiramente a tomada de uma decisão sobre a importância estratégica dos activos b., e a decisão de auscultar o mercado para obter propostas para aquisição da totalida-de dos activos, com o esclarecimento adicional que a arguida A. “(...) não irá considerar quaisquer ofertas parciais (...)”. Note-se ainda que contrariamente ao alegado pela arguida A. a solicitação de propostas não vinculativas de 100% dos activos b. não tinha o

efeito exclusivo ou a virtude de análise compa-rativa das várias propostas. Por um lado, ante-riormente já haviam sido avaliados todos os activos do Grupo da A., por outro, o processo já estava delineado desde o início, tanto assim é que jamais a própria arguida A. tomou uma decisão e, muito menos, a comunicou, de haver decidido vender no período que mediou a recepção das propostas não vinculativas e o envio de cartas pelo D. em que se solicita o envio de propostas vinculativas. Ora, se entre um e outro momento a arguida A. nada decidiu, então a decisão de alienar terá forçosamente de ter ocorrido antes inclusive de 20 de Janeiro de 2005, pois é evidente que quando se solicitam propostas vinculativas e uma Oferta Final não se está apenas a auscul-tar o mercado, a pretender valores de avaliação ou proceder-se a uma mera análise comparativa de propostas, sem impacto negocial. No que concerne ao aspecto formal ou semânti-co do comunicado, consubstanciado no facto de “(...) pelos órgãos sociais do Grupo da A. (...)” ainda não ter sido tomada qualquer decisão, tal não se afigura senão uma forma hábil de procu-rar sustentar que enquanto não existir uma deci-são formal tomada em reunião do Conselho de Administração e constante em acta, nenhuma decisão de venda poderia considerar-se tomada. Tanto assim não sucede que, por um lado, a arguida A. mandatou o D., em 30 de Setembro de 2004, desde esta data que foi iniciada a execução do mandato e a Comissão Executiva da arguida somente em 07 de Dezembro de 2004 deu forma à decisão de adjudicar a aludida assessoria financeira e, por outro, nos termos do disposto no artigo 401 do CVM a


responsabilidade contra-ordenacional da argui-da A. pode advir de actos que não hajam sido praticados formalmente pelos seus órgãos sociais. Contudo relembre-se o que atrás foi dito: foi criada uma equipa ou grupo de trabalho no seio da arguida A.; os membros – vogal não execu-tivo – do Conselho de Administração apresen-tou proposta de aquisição dos activos b., no âmbito do processo de alienação em curso e como tal reconhecido pelo Fiscal Único; o pró-prio Presidente do Conselho de Administração manifestou, em órgãos de comunicação social, a preferência de alienação global e esta infor-mação foi noticiada pela Reuters, o que resultou provado inclusive por um documento junto em audiência de julgamento pela própria arguida A., contrariando o teor do requerimento de impugnação da decisão da autoridade adminis-trativa – cfr. artigo 72º, a fls. 532 dos presentes autos – não podendo deixar de ter-se presente que “(...) a divulgação de notícias nos meios de comunicação social e em especial nos especia-lizados na área económica pode ter efeitos extremamente importantes no comportamento desses mercados e mesmo de ultrapassar ou neutralizar os efeitos da informação institucio-nal. Um interessante estudo levado a cabo pela Bolsa de Valores de Lisboa parece, aliás, con-firmar essa especial sensibilidade dos merca-dos às notícias económicas publicadas nos meios de comunicação social.” – cfr. Eduardo Paz Ferreira, A informação no mercado de valores mobiliários, in Direito dos Valores Mobiliários, vol. III, Coimbra: Coimbra Edito-ra, 2001, p. 143 e Mafalda Gouveia Marques e Mário Freire, A informação no Mercado de

Capitais, in Caderno do Mercado de Valores Mobiliários, vol. III, 1998. Saliente-se ainda que a arguida A. nunca comunicou aos investidores que estava recepti-va a propostas de aquisição dos activos b.. Apenas surge em 15 de Fevereiro de 2005 comunicando a recepção de propostas (que aliás resultaram de convites que havia endereçado) e em 28 de Fevereiro de 2005 comunicando um facto consumado – o fecho de negócio. Posto isto e afastado qualquer argumento apre-sentado pela arguida A. tendente a demonstrar qualquer diversa interpretação dos factos prova-dos e do Direito aplicável, impõe-se concluir que a conduta da arguida A. se subsume, quer objectiva, quer subjectivamente ao tipo de con-tra-ordenação de violação dolosa do dever de informação com veracidade, previsto e puni-do, nos termos conjugados dos artigos 7º, 388, n.º 1, alínea a), 389, 401 e 402, n.º 1, todos do CVM, com coima de € 25 000 a € 2 500 000. (…) Resulta da decisão da autoridade administrativa ora objecto de impugnação que, a decisão con-denatória viria a ser divulgada, nos termos do previsto no artigo 422 do CVM. Pela arguida A. é suscitada a questão: A divulgação da decisão condenatória constitui-rá uma sanção administrativa acessória e, por conseguinte, não será aplicável nos presentes autos por ser prevista em norma posterior à data dos factos imputados à arguida. Ora bem, desde logo, importa apreciar qual a natureza jurídica da divulgação da decisão prevista no artigo 422 do CVM, uma vez que, a tese da arguida A. apenas poderá ter



acolhimento se efectivamente estivermos na presença de uma sanção que, à data dos factos não se encontrava prevista e, por conseguinte, não poderia ser aplicada pela autoridade admi-nistrativa. Como é evidente a decisão que ora se profere não realiza qualquer ponderação quanto à bon-dade ou não da opção legislativa, apenas incidi-rá sobre a possibilidade legal de divulgar a decisão condenatória por parte da CMVM antes de a mesma se tomar definitiva ou haver uma decisão jurisdicional transitada em julga-do. De acordo com a unidade do sistema jurídico – cfr. artigo 9º do Código Civil – a divulgação da decisão condenatória não pode interpretar-se como sanção acessória, à semelhança da previs-ta na alínea d) do n.º 1 do artigo 404 do CVM. Não pode entender-se que o legislador quis, em preceitos diversos, alcançar o mesmo objectivo. Assim sucede não porque haja uma dependên-cia directa face a uma sanção principal, porque num e noutro caso existe uma decisão condena-tória que aplica uma sanção (leia-se principal) – cfr. n.º 1 do artigo 422 do CVM –, mas porque a ratio das divulgações são distintas. A ratio do artigo 422 do CVM prende-se com a salvaguarda dos interesses informativos do mercado de valores mobiliários (independente do carácter definitivo da decisão), enquanto a ratio do artigo 404, n.º 1, alínea d) do CVM funciona como verdadeira sanção, verdadeiro mal que se impõe ao(à) arguido(a) em função de uma decisão definitiva ou transitada em julgado.

Acrescente-se inclusive que uma decisão dos Juízos de Pequena Instância de Lisboa favorá-vel ao(à) arguido(a), nomeadamente que revo-gue uma decisão condenatória da CMVM, é também objecto de divulgação pela mesma via, nos termos do n.º 2 do artigo 422 do CVM, reflexo da natureza informativa da norma. A divulgação da decisão prevista no artigo 422 do CVM surge como efeito legal e não em fun-ção de um juízo de censurabilidade acrescida como sucede aquando da aplicação de sanções acessórias, ou seja, sanções que consubstanciam um “mais” face à sanção principal. Não sendo reconhecida natureza sancionatória à previsão do n.º 1 do artigo 422 do CVM, impõe-se afastar o Princípio da Não Aplicação Retroactividade de sanções e julgar improce-dente, nesta parte, o requerimento de impugna-ção judicial da decisão da autoridade adminis-trativa. DISPOSITIVO Nestes termos e pelos fundamentos expostos, julgo improcedente a impugnação judicial da decisão da autoridade administrativa e, em con-sequência:

I. Condeno a A. pela prática de uma contra-ordenação de violação dolosa do dever de informação com veracidade, prevista e puni-da, nos termos conjugados dos artigos 7º, 388, n.º 1, alínea a), 389, 401 e 402, n.º 1, todos do CVM, ao pagamento de uma coima de € 200 000 (duzentos mil euros). II. Condeno a A. nas custas processuais, que fixo em 8 (oito) U.C.. III. Notifique, com cópia, o Digníssimo Magistrado do Ministério Público, a arguida A. e a CMVM. IV. Deposite.

Lisboa, 24 de Julho de 2007”


COMENTÁRIO I.

QUALIDADE DE INFORMAÇÃO

A sentença do Tribunal de Pequena Instância Criminal de Lisboa que ora se comenta condena a arguida, emitente de valores mobiliários, pela violação do artigo 7.º do Código dos Valores Mobiliários2 (doravante CdVM), por, numa di-vulgação de informação ao público (através do Sistema de Difusão de Informação da CMVM – cf. o artigo 367.º do CdVM), não ter respeitado os requisitos de qualidade da informação fixada na norma – a saber, o Tribunal qualificou a in-formação como falsa.

I. A informação é um dos bens jurídicos que mais intensa tutela mereceu ao legislador mobiliário.3

Esta opção de política legislativa resulta clara da vasta malha de deveres informativos impos-tos aos agentes do mercado.

(Atento o objecto do processo em que foi profe-rida a sentença que ora se comenta, destacamos os deveres de informação que oneram os emitentes de valores mobiliários admitidos à negociação (artigos 244.º e ss. do CdVM), entre os quais o dever de divulgação de informação privilegiada (artigos 248.º e 248.º-A do CdVM).

Todavia, não fica por aqui a longa lista de deve-res informativos na lei mobiliária. Cf., v.g., os deveres de informação relativos a participações

qualificadas em sociedades abertas (artigos 16.º e 17.º do CdVM) e a regulação do prospecto exigível em ofertas públicas (artigos 134.º e ss. do CdVM) e para efeitos de admissão à negociação (artigos 236.º e ss. do CdVM).

Cf. também os deveres de informação das enti-dades gestoras de mercados e dos internalizado-res sistemáticos, relativos às formas organiza-das de negociação em causa (artigos 212.º, 221.º e 253.º do CdVM).

Também os intermediários financeiros, no exer-cício da sua actividade, estão sujeitos a múlti-plos deveres de informação, nomeadamente aos investidores (artigos 312.º e ss. do CdVM).

Aos deveres legais acrescem ainda os que resul-tam da regulamentação da CMVM.)

A violação dos deveres de informação constitui contra-ordenação da competência do Conselho Directivo da CMVM (artigo 408.º/1 do CdVM) – cf. especialmente o artigo 389.º, e também os artigos 390.º/1 e 400.º do CdVM.

II. Este abrangente comando de informar é nevrál-gico à prosecução dos objectivos de tutela do regular e eficiente funcionamento do mercado e, simultânea e reflexamente, de protecção dos investidores.4


2- Aprovado pelo Decreto-Lei n.º 486/99, de 13 de Novembro, na redacção do Decreto-Lei n.º 357-A/2007, de 31 de Outubro, que o republicou. 3- Logo o preâmbulo do Decreto-Lei n.º 142-A/91, de 10 de Abril, que aprovou o Código do Mercado de Valores Mobiliários, assumia a informação como grande linha de força do Código, e destacava o seguinte: “Da suficiência, oportunidade, qualidade e acessibilidade da informação dependem, com efeito, não apenas a defesa obrigatória dos legítimos interesses dos investidores, mas também, e de modo geral, a própria regularidade e transparência do funcionamen-to do mercado, a consistência e a estabilidade dos preços que nele se formam e a viabilidade de um efectivo controlo das transacções que nele se realizam e das actividades de intermediação em valores mobiliários que nele se desenvolvem. Trata-se, afinal, do princípio da full disclosure (…)[;] a lei (…) pode e deve assegurar-lhe [ao investidor] a informação necessária para habilitar um investi-dor de conhecimentos e diligência médios a tomar por si próprio uma decisão correcta.” (ponto 10 do preâmbulo).

4- Nas palavras de Frederico Costa PINTO, “O Direito de Informar e os Crimes de Mercado”, Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários, n.º 2, 1.º semestre de 1998, CMVM, Lisboa, p. 98, ainda a propósito do Código do Mercado de Valores Mobiliários de 1991: “Um dos pressupostos fundamentais do funciona-mento dos mercados de valores mobiliários consiste na ideia da incorporação da informação disponível na negociação dos activos (…) Este pressuposto económico foi interiorizado pelo legislador, através de uma regulamentação pormenorizada dos diversos aspectos da informação que deve ser disponibilizada para o mercado. O Código do Mercado de Valores Mobiliários faz eco destes aspectos ao acolher o princípio da full disclosure como regra de orientação em matéria informativa (cf. Preâmbulo, ponto 10), desenvolvendo-o depois em inúmeros aspectos jurídicos ao longo do seu texto.” O CdVM manteve a mesma orientação.


No mercado de valores mobiliários convergem os mais diversificados agentes, desde o maior emitente ao menos sofisticado investidor. Esta diversidade de agentes, aliada à massificação e ao anonimato, dita a natural existência de assi-metrias informativas: não há mecanismo «natural», inerente ao funcionamento do merca-do, que garanta o acesso de todos a toda a infor-mação relevante ao mesmo tempo.5 Ao impor deveres de prestação de informação, o legislador pretende eliminar (ou, ao menos, reduzir significativamente) essas assimetrias, consagrando o princípio da igualdade no acesso à informação – obrigando quem tem a informa-ção a partilhá-la com quem a não tem, especial-mente o público investidor.6 O investimento nos mercados de valores mobiliários encerra, por definição, um elevado nível de risco. Com a imposição de deveres de informação, pretende-se garantir que o risco adveniente da má informação é eliminado7 (ou

reduzido, pelo menos).

Com efeito, as assimetrias informativas prejudi-cam os menos informados a favor dos mais in-formados. Em última análise, o cenário de uma assimetria informativa constante conduziria à retracção do investimento no mercado de valo-res mobiliários, que se tornaria um mercado com um grau de risco insuportável. Assim, a tutela da informação é, primordial-mente, um mecanismo de defesa do próprio mercado: protege-se a confiança do público investidor naquele, confiança essa indispensá-vel a que o público queira continuar a investir no mercado, i.e., indispensável, em última ins-tância, à própria sobrevivência do mercado. Se os agentes, designadamente o público investi-dor, não puderem confiar no mercado, e se ins-talar um ambiente de desconfiança, tal potenci-ará o risco sistémico, pondo consequentemente em causa o próprio funcionamento do mercado8.

5- Cf. Frederico Costa PINTO, “O Direito de Informar e os Crimes de Mercado”, Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários, n.º 2, 1.º semestre de 1998, CMVM, Lisboa, p. 98: “(…) o mercado vive de informação, mas nem sempre a produz espontaneamente, em tempo oportuno e com a qualidade necessária. Por isso mesmo, justifica-se a intervenção do legislador nesta matéria, no sentido de estabelecer um conjunto de deveres de prestação de informação ao mercado, aos investidores e às autoridades de supervisão (…).” 6- Sobre os objectivos, que acabamos de referir, dos deveres informativos impostos pelo legislador mobiliário, cf. v.g.: Carlos Osório de CASTRO, “A informa-ção no Direito do Mercado de Valores Mobiliários”, Direito dos Valores Mobiliários, Lex, Lisboa, 1997, p. 333-337; Paulo CÂMARA, “Os deveres de informa-ção e a formação de preços no mercado de valores mobiliários”, Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários, 1.º semestre de 1998, CMVM, Lisboa, p. 82 (afirmando que o sistema de deveres informativos, o full disclosure, visa eliminar assimetrias de informação, como modo de tutelar a confiança do investidor); Carlos Costa PINA, Dever de Informação e Responsabilidade pelo Prospecto no Mercado Primário de Valores Mobiliários, Coimbra Editora, Coimbra, 1999, p. 17-30; Eduardo Paz FERREIRA, “A informação no mercado de valores mobiliários”, Direito dos Valores Mobiliários, vol. III, Coimbra Editora, Coimbra, 2001 (p. 137 e ss.), p. 143-147; André FIGUEIREDO, “A informação difundida no mercado de valores mobiliários e os poderes da CMVM: uma «nova dimensão do Direito Administrativo»?”, Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários, n.º 24, Novembro de 2006, CMVM, Lisboa, p. 71, afirmando que “A boa infor-mação constitui assim um pilar fundamental da eficiência do mercado e, com isso, da confiança que nele depositam os investidores.”, e qualificando os deve-res informativos no âmbito do Direito dos Valores Mobiliários como instrumento do interesse público na tutela da confiança do investidor (p. 70-72). No mesmo sentido, Sofia Nascimento RODRIGUES, A Protecção dos Investidores em Valores Mobiliários, Almedina, Coimbra, 2001, qualificando a informa-ção aos investidores como uma das medidas gerais de protecção daqueles (p. 37-51). Cf. também Gonçalo Castilho dos SANTOS, “O dever dos emitentes de valores mobiliários admitidos à negociação em Bolsa de informar sobre Factos Relevan-tes”, Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários, n.º 15, Dezembro de 2002, CMVM, Lisboa, p. 29: “A informação, enquanto exposição de uma dada situação de facto, é habitualmente assumida como cerne da formação dos preços no mercado de valores mobiliários e, dessa forma, reconduzida à prossecu-ção da eficiência desse mesmo mercado enquanto factor de credibilidade e, por isso, de regularidade da negociação dos valores mobiliários. Assim, a infor-mação disponível, que se espera esteja incorporada no preço segundo o qual o valor mobiliário é negociado, desempenha um papel crucial no processo de incremento da circulação da riqueza por via da canalização da poupança para o investimento e deste para os factores de produção propriamente ditos.” Cf. ainda João DUQUE e Inês PINTO, “O impacto da divulgação dos Factos Relevantes no Mercado de Capitais Português”, Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários, n.º 22, Dezembro de 2005, CMVM, Lisboa, p. 48, referindo que as várias imposições relativamente à difusão de informação têm por missão garantir a integridade e transparência do mercado, a sua eficiência e bom funcionamento, e Victor MENDES e Margarida ABREU, “Cultura financeira dos investidores e diversificação das carteiras”, Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários, n.º 23, Abril de 2006, CMVM, Lisboa, p. 24: “A teoria financeira sempre considerou a informação como um factor fundamental para o bom funcionamento dos mercados. O conceito de mercado eficiente gira em torno da informação. (…) Os mercados financeiros só poderão ser eficientes se não houver falhas de informação significativas e se os seus agentes não carecerem de informação fundamental e tiverem capacidade de a interpretar.” 7- Cf. Carlos Costa PINA, Dever de Informação e Responsabilidade pelo Prospecto no Mercado Primário de Valores Mobiliários, Coimbra Editora, Coimbra, 1999, p. 21. 8- Cf. Eduardo Paz FERREIRA, “A informação no mercado de valores mobiliários”, Direito dos Valores Mobiliários, vol. III, Coimbra Editora, Coimbra, 2001 (p. 137 e ss.), especialmente p. 144-145. Cf. também, no mesmo sentido Carlos Costa PINA, Dever de Informação e Responsabilidade pelo Prospecto no Mercado Primário de Valores Mobiliários, Coimbra Editora, Coimbra, 1999, p. 19-20.


É, assim, o próprio funcionamento do mercado, com as vantangens resultantes para todos os intervenientes, que é protegido pela imposição de deveres de informação. Não se trata aqui da tutela dos interesses dos destinatários da infor-mação em detrimento da dos autores/detentores da informação. É o interesse geral no regular e eficiente funcionamento do mercado que é tute-lado.9 A intervenção legislativa com este objectivo é, aliás, ditada pela Constituição, cujo artigo 101.º impõe que sistema financeiro seja estruturado por lei de modo a garantir a formação, a capta-ção e a segurança das poupanças, bem como a aplicação dos meios financeiros necessários ao desenvolvimentos económico e social.

Neste contexto, a protecção dos investidores, a eficiência e regularidade de funcionamento dos mercados de instrumentos financeiros e o controlo de informação são três dos princípios estruturantes do Direito dos Valores Mobiliá-rios e, portanto, expressamente consagrados como conformadores da supervisão desenvolvi-da pela CMVM (cf. o artigo 358.º/a a c do CdVM).

Para que o mercado seja apto a captar o investi-mento, como vimos, o acesso à informação tem de ser simétrico. Se assim não for, o investidor desconfia e não investe.

Para que o investidor possa avaliar correcta-mente o investimento proposto e tomar uma decisão esclarecida, tem de poder aceder a toda a informação relevante10. E para dar resposta a esta necessidade, o legislador consagrou deve-res informativos.

III.

As imposições legislativas nesta matéria não se quedaram, todavia, pelos deveres de informar. Porque tal não bastaria para dar resposta ao objectivo de tutela do mercado e dos investido-res através da eliminação de assimetrias infor-mativas.

É que não é qualquer informação que é apta a eliminar aquelas assimetrias. Ter acesso a infor-mação sem qualidade não elimina a assimetria informativa resultante da inexistência de infor-mação – podendo mesmo ocorrer que a falta de qualidade da informação dite resultados mais perniciosos do que a ausência desta. Pode ser mais nefasto investir «em engano» do que «às cegas». Para que a informação prossiga efecti-vamente os objectivos pretendidos pelo legisla-dor quando impôs a sua divulgação, tem de ser prestada em condições de qualidade.

Por isso, o artigo 7.º/1 do CdVM estatui que a informação respeitante a instrumentos financei-ros, a formas organizadas de negociação, às actividades de intermediação financeira, à liquidação e à compensação de operações, a ofertas públicas de valores mobiliários e a emi-tentes deve ser completa, verdadeira, actual, clara, objectiva e lícita.

Na redacção anterior ao Decreto-Lei n.º 357-A/2007, de 31 de Outubro, que foi a aplicada na sentença que ora se comenta, a norma dispunha que Deve ser completa, verdadeira, actual, clara, objectiva e lícita a informação respeitan-te a valores mobiliários, a ofertas públicas, a mercados de valores mobiliários, a activida-des de intermediação e a emitentes que seja


9- Cf. Carlos Costa PINA, Dever de Informação e Responsabilidade pelo Prospecto no Mercado Primário de Valores Mobiliários, Coimbra Editora, Coimbra, 1999, p. 28-29. Já o Código do Mercado de Valores Mobiliários de 1991 assumia expressamente a relação entre a defesa do mercado e assegurar aos investidores e aos inter-mediários financeiros em geral uma informação suficiente, verídica, objectiva, clara, acessível e atempada sobre os valores mobiliários, as entidades que os emitem e as transacções de que são objecto nos mercados respectivos (artigo 5.º/a). 10- “É recorrente afirmar-se que a teleologia dos deveres de informação em mercado se prende com dois objectivos fundamentais: dirige-se ao esclarecimen-to das decisões de investimento, pretendendo que os investidores tenham informação suficiente para que possam tomar decisões de investimento racionais; e procura alcançar uma formação regular de preços.” – Paulo CÂMARA, “Os deveres de informação e a formação de preços no mercado de valores mobiliários”, Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários, 1.º semestre de 1998, CMVM, Lisboa, p. 82.


susceptível de influenciar as decisões dos inves-tidores ou que seja prestada às entidades de supervisão e às entidades gestoras de merca-dos, de sistemas de liquidação e de sistemas centralizados de valores mobiliários. A informação tutelada pela norma deixou de respeitar apenas a valores mobiliários, passando a respeitar a instrumentos financeiros – concei-to que inclui os valores mobiliários e constitui agora o novo paradigma da regulação (cf. o arti-go 2.º/2 do CdVM).11

Eliminou-se ainda a cláusula da susceptibilida-de de influenciar as decisões dos investidores – toda a informação respeitante a estas matérias está agora sujeita aos requisitos de qualidade consagrados na norma. A norma deixou, por-tanto, de ser de aptidão, de perigo abstracto-concreto, tendo passado a ser de perigo abs-tracto. A comunicação ou divulgação, por qualquer pessoa ou entidade, e através de qualquer meio, de informação que não cumpra os requisitos estatuídos pelo artigo 7.º/1 do CdVM constitui contra-ordenação muito grave (artigo 389.º/1 do CdVM); a violação dos requisitos de quali-dade em informação enviada às entidades de supervisão ou às entidades gestoras de merca-dos regulamentados, de sistemas de negociação multilateral, de sistemas de liquidação, de câmara de compensação, de contraparte cen-tral ou de sistemas centralizados de valores mobiliários de informação constitui contra-ordenação grave (artigo 389.º/3/b do CdVM).

O dispositivo do artigo 7.º do CdVM é central no regime jurídico da informação nos mercados de valores mobiliários, pois “(…) vem consa-grar o critério geral aplicável a toda a infor-mação que, independentemente da sua fonte, do seu objecto, conteúdo ou destino, seja difundida no mercado de valores mobiliários (…).”12

O critério de qualidade do artigo 7.º do CdVM é aplicável a toda a informação: tanto à infor-mação obrigatória, como à informação que os agentes do mercado divulgam facultativamente, sem que tal lhes seja imposto por norma legal ou regulamentar.13

O artigo 97.º/1 do Código do Mercado de Valo-res Mobiliários de 1991 dispunha expressamen-te que a informação, obrigatória ou facultativa, fornecida ao público, sob qualquer forma, pelas entidade emitentes, entidades responsá-veis por ofertas públicas de subscrição ou de transacção, intermediários financeiros e enti-dades gestoras de mercados secundários deve conformar-se com princípios rigorosos de lici-tude, veracidade, objectividade, oportunidade e clareza. Não obstante o artigo 7.º do CdVM não conter segmento idêntico, não podem restar dúvidas sobre o âmbito objectivo dos requisitos de qua-lidade, pois: (a) a norma é aplicável a toda a informação, pelo que o elemento literal dita a sua interpretação com a mesma abrangência que resultava do artigo 97.º/1 do CódMVM de 1991, e (b) só a exigência da qualidade em toda a informação, obrigatória e facultativa, permite

11- O legislador alargou ainda, pelo menos enunciativamente, o âmbito objectivo da norma, nele incluindo a informação respeitante à liquidação e à compen-sação de operações. 12- André FIGUEIREDO, “A informação difundida no mercado de valores mobiliários e os poderes da CMVM: uma «nova dimensão do Direito Administrati-vo»?”, Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários, n.º 24, Novembro de 2006, CMVM, Lisboa, p. 73. 13- Cf. já expressamente nesse sentido a sentença do Tribunal de Pequena Instância Criminal de Lisboa de 15/06/2006 (1.º Juízo, 2.ª Secção, processo n.º 12220/04.4 TFLSB), comentada por nós nestes Cadernos – “A essencialidade da qualidade da informação prestada ao regulador”, Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários n.º 26, Abril de 2007, CMVM, Lisboa, p. 83-94.


cumprir os objectivos, supra expostos, de tutela do mercado e dos investidores – também o ele-mento teleológico dita a mesma conclusão. Só perante a prestação de informação com os requisitos de qualidade enunciados é que se logrará a defesa do mercado e o esclarecimento das decisões de investimento.14

IV.

As condutas cuja adequação tem de ser averi-guada à luz do artigo 7.º/1 do CdVM são divul-gações de informação. Está, portanto, em causa, a utilização da linguagem para relatar factos.15

Qualquer forma de comunicação, linguística ou não, pressupõe a existência de um interlocutor, um destinatário. Nos mercados de valores mobiliários, são desti-natários da informação divulgada todos os investidores, actuais e potenciais. Com efeito, sendo o mercado, como se viu, massificado e anónimo, não é possível estabelecer um padrão de investidor que seja o típico destinatário da informação.16 Embora os investidores individuais, não qualificados, sejam identificados como o elo mais fraco, e por isso quem mais necessita e

beneficia da informação17, não entendemos como destinatário-tipo, padrão, da informação os investidores não qualificados, porque a informação tem como destinatários todos os investidores, actuais e potenciais, no mercado de valores mobiliários, abrangendo assim tam-bém, claramente, os investidores qualificados. Isto implica que o agente que divulga informa-ção tem de ser especialmente cuidadoso na for-mulação do seu enunciado. É que não obedece-rá aos requisitos de qualidade uma informação «redigida para investidores qualificados», que só estes consigam entender; mas também não lhes obedecerá uma mensagem que, por se pre-tender simples, se torne inexacta ou pouco rigo-rosa. Quem divulga há de encontrar a formula-ção que, por igual relativamente a todos os destinatários (todo o mercado), cumpra os requisitos fixados na lei.

V.

Na sentença que se comenta, o Tribunal de Pequena Instância Criminal de Lisboa pronun-cia-se sobre a (falta de) qualidade de dada informação divulgada ao público investidor por um emitente, afirmando a sua falsidade, ou seja, procede a uma concretização de um dos conceitos de que o legislador, no artigo 7.º do CdVM, lançou mão – por isso sendo um


14- Cf. Carlos Osório de CASTRO, “A informação no Direito do Mercado de Valores Mobiliários”, Direito dos Valores Mobiliários, Lex, Lisboa, 1997, p. 335-336, afirmando que só a informação completa e verdadeira permite que os investidores possam, autónoma e auto-responsavelmente, adoptar as suas decisões. Mafalda Gouveia MARQUES e Mário FREIRE, “A Informação no Mercado de Capitais”, Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários, n.º 3, 2.º semestre de 1998, CMVM, Lisboa, p. 122, salientam que: “A ausência, insuficiência, inexactidão, inveracidade, subjectividade, falta de actualidade, inoportunidade ou deficiência na difusão de informação penaliza, em última instância, as entidades emitentes ao enfraquecer a relação de confiança que deverá existir entre estas e o mercado, elevando de forma substancial o seu prémio de risco e, consequentemente, encarecendo os respectivos custos de financiamento.” Cf. tam-bém Eduardo Paz FERREIRA, “A informação no mercado de valores mobiliários”, Direito dos Valores Mobiliários, vol. III, Coimbra Editora, Coimbra, 2001 (p. 137 e ss.): “É a existência de uma informação tão completa, verosímil e clara quanto possível que constitui a garantia essencial de funcionamento regular dos mercados.” (p. 145). 15- Nas palavras de Sinde MONTEIRO, Responsabilidade por Conselhos, Recomendações ou Informações, Almedina, Coimbra, 1989, p. 14 e ss., a informação é a exposição de uma dada situação de facto. Segundo Eduardo Paz FERREIRA, “A informação no mercado de valores mobiliários”, Direito dos Valores Mobi-liários, vol. III, Coimbra Editora, Coimbra, 2001 (p. 137 e ss.), “(…) poderia dizer-se que a informação significa originariamente dar forma a alguma coisa que, por esse modo, se torna cognoscível e, como tal, transmissível.” (p. 142). Carlos Costa PINA, Dever de Informação e Responsabilidade pelo Prospecto no Mercado Primário de Valores Mobiliários, Coimbra Editora, Coimbra, 1999, p. 31, nota que “(…) a lei não nos fornece uma definição desse conceito [de informação] que seja manuseável em termos gerais.” Acrescenta que “De qualquer forma, e numa primeira formulação, sempre poderemos assentar numa noção de informação consistente na significação de uma determinada situação fáctica, seja qual for, em concreto, o seu objecto.” 16- Cf., v.g., Isabel ALEXANDRE, “Investidor institucional, não institucional equiparado e investidor comum”, Direito dos Valores Mobiliários, vol. V, Coim-bra Editora, Coimbra, 2004, p. 26: “(…) sem ser possível precisar se o investidor-padrão é o institucional ou o não institucional, atendendo a que ambas as categorias dispõem de regimes privativos de complexidade equivalente.” 17- Cf. Eduardo Paz FERREIRA, “A informação no mercado de valores mobiliários”, Direito dos Valores Mobiliários, vol. III, Coimbra Editora, Coimbra, 2001 (p. 137 e ss.), p. 146 e Victor MENDES e Margarida ABREU, “Cultura financeira dos investidores e diversificação das carteiras”, Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários, n.º 23, Abril de 2006, CMVM, Lisboa, p. 24.


contributo essencial para a aplicação do Direito dos Valores Mobiliários nesta matéria. O Tribunal veio afirmar que os requisitos de qualidade da informação têm de ser apreciados à luz dos interesses ao abrigo dos quais são exigidos, i.e., à luz dos interesses dos destinatá-rios da informação, os investidores. A teleolo-gia da norma, que supra brevemente se identifi-cou, revela-se, assim, decisiva na sua aplicação, ou seja, no controlo da adequação das condutas ao dispositivo em causa. E isto foi central na qualificação que o Tribunal fez dos factos – em nosso entender, correcta.

Com efeito:

O Tribunal julgou provado que, à data da divul-gação da informação, a arguida já dera início ao processo de alienação dos activos em causa, e já decidira que apenas consideraria propos-tas de compra de 100% desses activos. Ou seja, julgou provado que a arguida já decidira que a alienação daqueles activos, a existir, seria a 100%. Todavia, as «decisões» imputadas à arguida não estavam corporizadas em qualquer deliberação formal, resultando, sim, como pressuposto necessário de vários actos praticados pela argui-da (a prova das decisões que a arguida já toma-ra é, pois, por ilação). O Tribunal não julgou provado que já tivesse sido tomada alguma deliberação pelos órgãos sociais do Grupo da arguida.

Ora, o comunicado divulgado pela arguida dizia, exactamente, que nenhuma deliberação fora tomada pelos órgãos sociais sobre a possi-bilidade da alienação (nomeadamente se de todos ou de parte) dos activos em causa. Perante estes factos, como pode o Tribunal ter julgado falsa a informação divulgada pela arguida?

Fê-lo, no nosso entender, bem. A saber:

A informação diz-se falsa ou não verídica quando não coincide com a realidade dos fac-tos, situações, circunstâncias, valores ou pers-pectivas que se destina a reflectir, induzindo em erro o investidor18. A veracidade significa, por-tanto, uma rigorosa coincidência com a reali-dade dos factos a que se refere a informação, significa que a informação é reflexo fiel da rea-lidade dos factos.19 / 20

Só que o Tribunal, seguindo os ditames da teleologia normativa, terá entendido que para saber se um enunciado informativo se conforma com as imposições do artigo 7.º do CdVM, não basta atender ao seu teor literal, mas sim à mensagem que os investidores retiram desse mesmo conteúdo. O autor da informação nunca pode perder de vista o sentido que o destinatá-rio comum dará ao texto. O que interessou ao Tribunal não foi, pois, o teor literal da informação, mas sim a mensa-gem que o público investidor daquele retirava. E, quanto a este, não cremos haver dúvidas de

18- Mafalda Gouveia MARQUES e Mário FREIRE, “A Informação no Mercado de Capitais”, Cadernos do Mercado de Valores Mobiliários, n.º 3, 2.º semestre de 1998, CMVM, Lisboa, p. 116. 19- Carlos Costa PINA, Dever de Informação e Responsabilidade pelo Prospecto no Mercado Primário de Valores Mobiliários, Coimbra Editora, Coimbra, 1999, p. 41. 20- O artigo 161.º/2/a do Código do Mercado de Valores Mobiliários dispunha que a informação incluída no prospecto não é verídica quando não coincide com a realidade dos factos, situações, circunstâncias, valores ou perspectivas que se destina a reflectir e, bem assim quando, pelos termos em que se encontra for-mulada ou pelo contexto em que se integra, induz em erro o investidor sobre o conteúdo ou significado desses factos, situações, circunstâncias, valores ou perspectivas.


que do comunicado da arguida resultava, para o investidor comum, destinatário da informação, que a arguida nada decidira quanto à aliena-ção. Embora textualmente a informação se reporte apenas à inexistência de deliberações sociais, o público lê a informação como signifi-cando inexistência de qualquer decisão. É este o conteúdo da informação para o destinatário comum, para quem não relevam (apenas) as decisões formais adoptadas pelos órgãos sociais dos emitentes, mas sim as suas actuações materiais – que revelam decisões, ainda que não formalizadas em deliberações. Foi este o conteúdo da informação – aquele que para o destinatário da informação/investidor resulta do enunciado divulgado – que o Tribu-nal, atentas as finalidades tuteladas pelo legisla-dor, julgou relevante e sujeitou ao crivo dos requisitos do artigo 7.º do CdVM (in casu, ao da verdade). E foi este conteúdo (mensagem que o investidor comum retira da informação – no caso, diferen-te do teor literal da mesma) que o Tribunal con-siderou para qualificar a informação como falsa face aos factos ocorridos à data da sua divulga-ção. Aliás, o Tribunal afirma mesmo que a arguida escolheu o enunciado que escolheu para ocultar essa falsidade, dizendo que, com a divulgação que promoveu, a arguida fazia uso de uma abordagem formalista para ocultar a verdade dos factos, afirmando ainda que no que concer-ne ao aspecto formal ou semântico do comuni-cado, consubstanciado no facto de “(...) pelos órgãos sociais do Grupo da A. (...)” ainda não ter sido tomada qualquer decisão, tal não se

afigura senão uma forma hábil de procurar sustentar que enquanto não existir uma decisão formal tomada em reunião do Conselho de Administração e constante em acta, nenhuma decisão de venda poderia considerar-se toma-da.

VI.

Cremos que a sentença que se comenta merece destaque por ser um contributo significativo na leitura dos requisitos de qualidade da informa-ção impostos pela lei, em planos distintos:

Em concreto, a leitura que o Tribunal conside-rou como sendo feita pelos destinatários da informação parece-nos ser a adequada. Com efeito, é sabido que as sociedades não tomam decisões apenas através das deliberações dos seus órgãos de administração. O que importa ao investidor, o que influencia a formação da sua decisão de investimento, é saber qual é, materialmente, a actuação, o comportamento da empresa. E é por isso que, num comunicado que diz que não houve deliberação, o investidor lerá que não houve qualquer decisão, mesmo que não formalizada.

Ainda em concreto, quanto ao que seja uma decisão, o Tribunal deixa bem claro que uma coisa é uma decisão definitiva e outra uma deci-são irrevogável. Para ser definitiva, a decisão não tem de ser irrevogável. Também ainda em concreto, o Tribunal revelou conhecimento de como se geram as expectati-vas dos investidores e as suas reacções. Estes não se determinam por formalismos tabelióni-cos, mas pela substância dos factos. Para eles o que interessa é o facto, e muito menos a sua formalização.



Em abstracto, cremos de louvar que o Tribunal, para apreciar a qualidade da informação, tenha apreciado não a informação literalmente divul-gada, mas sim a informação como lida pelo destinatário. O Tribunal não se deixou esparti-lhar pela formulação semântica da informação, tendo antes atendido à análise do seu significa-do para os respectivos destinatários. Ao proce-der assim, o Tribunal fez boa aplicação do Direito, fazendo relevar (como as normas de interpretação ditam) o elemento teleológico e a esfera de protecção da norma. Termos em que entendemos ser de sufragar a orientação adoptada na sentença. Salienta-se ainda que esta é a primeira decisão judicial que contém uma pronúncia material sobre o artigo 422.º do CdVM – in casu, deci-dindo que a divulgação de decisões condenató-rias por contra-ordenações muito graves previs-ta nesta norma não tem natureza sancionatória, pelo que a aplicação imediata da norma não é afastada pelo princípio da não aplicação retroactiva das sanções. Termos em que o artigo 422.º do CdVM dita, desde o início de vigência da norma (em 30/03/2006, nos termos do artigo 13.º/1 do Decreto-Lei n.º 52/2006, de 15 de Março, que introduziu o artigo 422.º no CdVM), a divulga-ção das decisões condenatórias por contra-ordenações muito graves, ainda que os factos objecto do processo de contra-ordenação cuja decisão é divulgada sejam anteriores àquela data.

COMENTÁRIO II. O DEVER DE DIVULGAÇÃO DE INFORMAÇÃO PRIVILEGIADA I. OBJECTO O objecto do processo em que foi proferida a sentença que ora se anota é (apenas) a violação do artigo 7.º do Código dos Valores Mobiliários (doravante, CdVM), uma vez que a infracção cometida, no dia 26/01/2005, foi a divulgação ao mercado de informação falsa. Não obstante o exposto, o Tribunal, descreven-do o contexto em que a arguida prestou infor-mação falsa ao público21, tece em obiter dictum algumas considerações a propósito do dever consagrado no artigo 248.º do CdVM. É, justamente, sobre o enquadramento que foi dado pelo Tribunal ao dever previsto no artigo 248.º do CdVM que incidirá esta anotação. À data da prática dos factos (26/01/2005), o artigo 248.º/1 do CdVM, sob a epígrafe Factos Relevantes, dispunha que “As sociedades emi-tentes de acções admitidas à negociação infor-mam imediatamente o público sobre quaisquer factos ocorridos na sua esfera de actividade que não sejam do conhecimento público e que, devido à sua incidência sobre a situação patri-monial ou financeira ou sobre o andamento normal dos seus negócios, sejam susceptíveis de influir de maneira relevante no preço das acções.”22.

21- Note-se que o artigo 7.º/2 do CdVM esclarece que o disposto no número anterior se aplica seja qual for o meio de divulgação da informação. Donde, ainda que a arguida tivesse divulgado a mesma informação falsa por outro meio (que não através de um comunicado de facto relevante) teria, ainda assim, violado o disposto no artigo 7.º/1 do CdVM. 22- Redacção original do CdVM, aprovado pelo Decreto-Lei n.º 486/99, de 13 de Novembro. Esta redacção veio a sofrer alterações por força do artigo 2.º do Decreto-Lei n.º 52/2006, de 15 de Março.


À luz desta norma, entendeu o Tribunal que deveria ter sido comunicado pela arguida a existência de uma predisposição de negociar ou alienar os valores mobiliários que a arguida detinha, antes de tomada a decisão final e defi-nitiva de alienar, quando a mesma surgiu no seio da arguida, ou seja, quando admitiu que a alienação dos valores mobiliários a 100% era uma solução estratégica desejada. A questão que, aqui, queremos discutir é, pois, a de saber se a arguida se constituiu no dever de divulgar um facto relevante – como entendeu o Tribunal – pelo facto de:

(i) se encontrar predisposta a negociar ou alienar valores mobiliários (i.e. uma par-ticipação numa sociedade por si detida) e

(ii) de ter admitido (designadamente em car-tas-convite enviadas a potenciais adqui-rentes) que a alienação dos valores mobi-liários a 100% era uma solução estraté-gica desejada,

apesar de ainda não ter tomado qualquer deci-são final e definitiva de alienação. Entendemos que esta posição do Tribunal deve ser sufragada com os fundamentos que se pas-sam a expor. II. ENQUADRAMENTO O CdVM estabelece um verdadeiro caleidoscó-pio de deveres de prestação de informação que se dirigem aos mais diversos participantes no mercado de valores mobiliários23 (emitentes,

titulares de participações qualificadas, oferen-tes, intermediários financeiros, etc)24. Sobre os emitentes com valores mobiliários admitidos à negociação em mercado regula-mentado25 (previstos no artigo 244.º/1 do CdVM) impendem amplos deveres de prestação de informação relativa a valores mobiliários admitidos à negociação26: cf. artigos 244.º/3, 245.º a 246.º-A e 248.º, 248.º-A, 248.º-C e 249.º do CdVM. Não é de estranhar que assim seja. Os emitentes com valores mobiliários admitidos à negociação em mercado regulamentado fazem apelo públi-co à captação da poupança27 para investimen-tos que, por definição, acarretam risco para os investidores. Nessa medida, e até para que exista uma distri-buição simétrica do risco negocial, os investi-dores, bem como os potenciais investidores (e não só os titulares de valores mobiliários), têm de ser informados. Só assim, de forma esclare-cida, podem tomar racionalmente as suas deci-sões de investimento e desinvestimento. Por isso se pode afirmar que os deveres de presta-ção de informação ao público constituem verda-deiros instrumentos ao serviço da tutela dos investidores e que a informação que respeita a estas entidades é de todos e para todos28. Ao exposto acresce que estando o valor das acções (e demais valores mobiliários) depen-dente da expectativa das rendibilidades futuras,


23- Em rigor, com a entrada em vigor do Decreto-Lei n.º 357-A/2007, de 31 de Outubro, que alterou o CdVM e transpôs a Directiva n.º 2004/39/CE, do Parla-mento Europeu e do Conselho, de 21 de Abril de 2004 (DMIF), fará mais sentido falar-se em mercado de instrumentos financeiros, uma vez que estes, por serem mais latos e incluírem os valores mobiliários (cf. artigo 2.º/2 do CdVM, conjugado com o artigo 2.º/1/a do CdVM) são o novo conceito-paradigma. 24- Para uma análise da informação difundida no mercado de valores mobiliários vide André FIGUEIREDO, “A informação Difundida no Mercado de Valores Mobiliários e os Poderes da CMVM: Uma «Nova Dimensão do Direito Administrativo?»”, Caderno do Mercado de Valores Mobiliários n.º 24, Novembro de 2006. 25- O mercado regulamentado é das formas organizadas de negociação previstas no artigo 198.º do CdVM o que tem de obedecer a requisitos mais exigentes (previstos no capítulo II do Título IV do CdVM). 26- Sistematicamente situada na Subsecção VI, da Secção II, do Capítulo II, do Título IV do CdVM. 27- Vide Amadeu José FERREIRA, Direito dos Valores Mobiliários, AAFDL, Lisboa, 1997, p. 21. 28- Mafalda Gouveia MARQUES, Mário FREIRE, “A Informação no Mercado de Capitais”, Caderno do Mercado de Valores Mobiliários n.º 3, 2.º semestre de 1998, p. 122.


toda a informação que leve a uma alteração desta expectativa vai ter um impacto directo na valorização destes títulos29 e, consequentemen-te, a informação conhecida pelo público só assume verdadeira importância se estiver per-manentemente actualizada (e reúna os demais requisitos de qualidade previstos no artigo 7.º do CdVM). De outro modo em pouco ou nada pode auxiliar os investidores na tomada de deci-sões. Com efeito, atenta a celeridade30 dos mercados, a informação que é prestada periodicamente (anual, semestral ou trimestral) é, per se, insufi-ciente para manter o mercado permanentemente informado e actualizado: aquela informação pode, rapidamente, ficar desactualizada e desa-justada da realidade. Assim, com vista a dar resposta a esta necessi-dade (eminentemente económica) de manter o mercado permanentemente informado, o legis-lador mobiliário consagrou no CdVM deveres de prestação de informação ao público que se podem agrupar do seguinte modo:

a. deveres de carácter periódico (reiterado/sucessivo), cujo cumprimento é realizado em prazos pré-estabelecidos – caso do relatório e contas anuais, da informação anual sobre o governo das sociedades, da informação semestral, da informação tri-mestral, da informação intercalar da administração e do documento de conso-lidação da informação anual31 (artigos

245.º a 246.º-A e 248.º-C do CdVM); mas também

b. deveres contínuos32 cujo cumprimento tem carácter eventual (porque depende da incerta, imprevisível e irregular reunião de um conjunto de pressupostos. Neste caso, por definição, não podia ser pré-estabelecido um prazo certo para a prestação da informação) – caso dos factos relevantes/informação privilegiada(artigos 248.º e 248.º-A do CdVM) e das demais informações previstas no artigo 249.º/2 e 3 do CdVM.

III. DEVER DE DIVULGAÇÃO DE INFORMAÇÃO PRIVILEGIADA O dever de divulgação de informação privile-giada (previsto nos artigo 248.º e 248.º-A do CdVM) constitui uma clara manifestação do princípio de full disclosure que foi acolhido pelo Código como regra de orientação em matéria informativa33, na medida em que visa manter o mercado permanentemente actualiza-do face à actualidade informativa do emitente. Vejamos os exactos contornos deste dever: III. a) Contornos do dever O artigo 248.º/1 do CdVM, na redacção em vigor34, estabelece que “Os emitentes que tenham valores mobiliários admitidos à nego-ciação em mercado regulamentado ou requeri-do a respectiva admissão a um mercado dessa

29- João DUQUE, Inês PINTO, “O Impacto da Divulgação dos Factos Relevantes no Mercado de Capitais Português”, Caderno do Mercado de Valores Mobiliá-rios n.º 22, Dezembro de 2005, p. 50. 30- Cf. a sentença do Tribunal de Pequena Instância Criminal de Lisboa (1.º Juízo, 1.ª Secção) de 23/05/1994, no processo n.º 283/92, referindo-se ao mercado em que os intermediários financeiros actuam, i.e., ao mercado de valores mobiliários, como “(…) caracterizado pela celeridade (…).”, e a sentença do 1.º Juízo de Pequena Instância Criminal de Lisboa (2.ª Secção) de 12/04/2000, em que se afirma que “(…) as operações de bolsa se regem pelos princípios da celeridade (…).”. 31- Neste caso, o prazo pré-estabelecido é apenas a frequência anual (artigo 248.º-C/a do CdVM). 32- Diz-se contínua por contraposição à informação que tem de ser prestada periodicamente, cf. Gonçalo Castilho dos SANTOS qualifica. Vide “O Dever dos Emitentes de Valores Mobiliários Admitidos à Negociação em Bolsa de Informar Sobre Factos Relevantes”, Caderno do Mercado de Valores Mobiliários n.º 15, Dezembro de 2002, p. 32. 33- Frederico de Lacerda da Costa PINTO, “O Direito de Informar e os Crimes de Mercado”, Caderno do Mercado de Valores Mobiliários n.º 2, 1.º semestre de 1998, p. 98. 34- Redacção que lhe foi dada pelo Decreto-Lei n.º 52/2006, de 15 de Março.


natureza divulgam imediatamente: a) Toda a informação que lhes diga directa-

mente respeito ou aos valores mobiliá-rios por si emitidos, que tenha carácter preciso, que não tenha sido tornada pública e que, se lhe fosse dada publici-dade, seria idónea para influenciar de maneira sensível o preço desses valores mobiliários ou dos instrumentos subja-centes ou derivados com estes relaciona-dos;

b) Qualquer alteração à informação tornada pública nos termos da alínea anterior, utilizando para o efeito o mesmo meio de divulgação.”

Da análise da norma supra citada resulta que são pressupostos típicos do dever de divulgação de informação privilegiada:

a. ser emitente de valores mobiliários; b. admitidos à negociação num mercado

regulamentado ou em relação aos quais tenha pedido a admissão num mercado regulamentado;

c. a existência de informação que diga directamente respeito ao emitente ou aos valores mobiliários por si emitidos (o que, nos termos do artigo 248.º/2, inclui factos ocorridos, existentes ou razoavel-mente previsíveis35, independentemente do seu grau de formalização);

d. que a informação tenha carácter preciso; e. não tinha sido (previamente) tornada

pública; f. que, se lhe fosse dada publicidade, seria

idónea para influenciar de maneira

sensível o preço desses valores mobiliá-rios/dos instrumentos subjacentes ou derivados com estes relacionados (o que, nos termos do artigo 248.º/2 do CdVM, abrange informação que qualquer investi-dor razoável poderia normalmente utili-zar, se a conhecesse, para basear, no todo ou em parte, as suas decisões de investi-mento).

Assim, importa sublinhar que, ao invés do que acontece com os demais deveres de difusão de informação supra referidos – que prevêem de forma taxativa que informações devem ser divulgadas (normas de perigo abstracto) – o dever de divulgação de informação privilegiada «nasce» sempre que (preenchidos os demais requisitos) exista informação que se lhe fosse dada publicidade, seria idónea para influenciar de maneira sensível o preço desses valores mobiliários ou dos instrumentos subjacentes ou derivados com estes relacionados (i.e. informa-ção «price sensitive»). Desta forma, o artigo 248.º do CdVM consagra um tipo com um elemento de aptidão uma vez que só relevam tipicamente as condutas cujo pressuposto é apropriado ou apto a desenca-dear o perigo proibido36, ou seja, in casu, a existência de informação «price sensitive» que não é conhecida pelo público investidor. Foi esta a forma encontrada pelo legislador mobiliário para proibir a ocorrência de assimetrias entre a informação pública e a informação não pública, sempre que esta é «price sensitive».


35- O momento em que se afere do carácter «price sensitive» de um facto é sempre no presente. Mas, os factos poderão ser passados, presentes ou futuros. Com efeito, há factos passados que só em momento posterior (no presente) assumem carácter «price sensitive». Como também há casos em que o facto presen-te per se não seria «price sensitive» mas porque v.g. desencadea um outro facto futuro (razoavelmente previsível) passa a assumir, de imediato, aquela qualida-de (v.g. abertura de uma brecha numa barragem que indiciará o seu provável rompimento). 36- Jorge de Figueiredo DIAS, Direito Penal, Parte Geral, Tomo I, Coimbra Editora, 2004, p. 293-294.


Assimetrias informativas que importa prevenir pois constituem falhas de mercado que fazem perigar o princípio da igualdade no acesso à informação ao permitir que uns (negociando com informação privilegiada) se antecipem ilegitimamente ao resto do mercado 37. Tanto mais que se a informação «price sensitive» não for divulgada ao público, então, esta será apenas do conhecimento de alguns (que de algum modo a esta acederam, v.g. atra-vés de relações de proximidade com a fonte informativa), os quais poderão ver-se tentados a abusar da informação de que dispõem (insider trading38 – artigo 378.º do CdVM). Assim, de molde a permitir o acesso universal de todos os investidores à informação privile-giada, em condições de igualdade, a CMVM organiza um sistema informático de difusão de informação (doravante, SDI da CMVM) – pre-visto no artigo 367.º do CdVM – através do qual a informação privilegiada deve ser divul-gada pelos emitentes (cf. artigo 244.º/4/b do CdVM). III. b) Informação «price sensitive» Ao consagrar o elemento de aptidão a que supra nos referimos, o que o legislador exige às entidades emitentes é que façam um juízo de prognose sobre a potencialidade de determina-da informação para influenciar de maneira

sensível o preço desses valores mobiliários ou dos instrumentos subjacentes ou derivados39.

Assim, se se entender que determinada informa-ção, uma vez divulgada, terá potencialidade para alterar de forma sensível o preço dos valo-res mobiliários (ou dos instrumentos subjacen-tes ou derivados), então, o emitente está obriga-do a divulgá-la (salvo se se preencherem os pressupostos do seu diferimento, como infra se expõe). Caso contrário, o emitente não está obrigado a divulgar qualquer informação.

Note-se que, tratando-se de um tipo de mero perigo, o mesmo não pressupõe a verificação de qualquer resultado ou dano. Assim, ainda que determinada informação tenha sido divulgada (porque avaliada como «price sensitive» ex ante) e, por qualquer motivo, o preço do título se mantenha incólume ex-post (i.e. após a divul-gação da informação), não se poderá concluir, sem mais, pela irrelevância da informação40. A informação podia ser apta a influenciar de maneira sensível o preço dos títulos e, no entanto, esse resultado não se ter verificado (por uma qualquer circunstância). Casos há em que o carácter «price sensitive» não levantará dúvidas de maior ao intérprete: v.g., tipicamente41, a aquisição de uma grande empresa (que faça alterar, de forma significati-va, o perímetro de consolidação do adquirente); a constatação de que os resultados do emitente divergirão significativamente das expectativas

37- Também neste sentido vide Frederico de Lacerda da Costa PINTO, “O Direito de Informar e os Crimes de Mercado”, Caderno do Mercado de Valores Mobiliários n.º 2, 1.º semestre de 1998, p. 103. 38- “(…) el abuso ilícito de información privilegiada tiene lugar cuando el conjunto de participantes en el Mercado se ven desfavorecidos, directa o indirecta-mente, por otros que han intentado usar o han utilizado en su provecho o de terceros información relevante en el mercado de valores, que no está públicamen-te disponible.” cf. Pedro VILLEGAS, “El abuso de Mercado. Concepto y tipos”, Revista iberoamericana de mercados de valores n.º 22/2007, Instituto Iberoa-mericano de Mercados de Valores, Novembro, p. 6. 39- O legislador mobiliário optou por não pré-determinar o quantum da referida «sensibilidade», optando por um critério (qualitativo) de relevância jurídica. Diferentemente, na Alemanha o legislador chegou a prever um critério de variação previsível de plus-minus 5% (o que a jurisprudência sempre entendeu com índice meramente indicativo, e não como bitola absolutamente vinculativa) e no Japão a autoridade de supervisão divulgou uma lista indiciária com menção de critérios quantitativos – como descreve Gonçalo Castilho dos SANTOS, “O Dever dos Emitentes de Valores Mobiliários Admitidos à Negociação em Bolsa de Informar Sobre Factos Relevantes”, Caderno do Mercado de Valores Mobiliários n.º 15, Dezembro de 2002, p. 43. 40- No mesmo sentido, Célia REIS, “Violação de Deveres de Informação”, Caderno do Mercado de Valores Mobiliários n.º 4, Maio de 1999, p. 274 e Pedro VILLEGAS, “El abuso de Mercado. Concepto y tipos”, Revista iberoamericana de mercados de valores n.º 22/2007, Instituto Iberoamericano de Mercados de Valores, Novembro, p. 8 41- Os exemplos que se elencam são tendenciais, devendo ser entendido cum grano salis, uma vez que o intérprete nunca se pode abstrair da magnitude con-creta da informação para a poder qualificar de privilegiada.


anteriormente anunciadas (caso em que o emi-tente deverá divulgar v.g. profit warnings); a descoberta de uma jazida de petróleo por parte de uma petrolífera; a decisão da autoridade da concorrência da qual depende a concretização de uma fusão, ou a contratação de um jogador internacional por parte de uma sociedade anóni-ma desportiva42. Com efeito, em todos os casos a que supra nos referimos, qualquer investidor razoável utilizaria normalmente aquela informação para basear em parte as suas decisões de investimento43. Donde, a informação, porque influencia potencialmente as decisões dos investidores não poderá deixar de ter influência potencial sobre o preço dos títulos (que é, justa-mente, determinado pela «jogo da procura e da oferta»). Todavia, nem sempre será evidente concluir pela natureza privilegiada de determinada informação. É que como bem esclarece a CMVM (nos seus Entendimentos relativos ao dever legal de divulgação de informação privilegiada44), a aptidão de cada concreto fac-to, que justifique a sua qualificação como infor-mação privilegiada, não é passível de ser apreendida através de juízos automáticos e generalistas, mas apenas através de um proces-so de análise concreta, que deve atender, desig-nadamente, às condições concretas da sua acti-vidade e à sua situação económica e financeira.

Razão pela qual, como supra se disse e agora se recupera, para a compreensão deste regime é necessário entender a tensão existente entre a informação pública e a informação não pública. E é em relação ao diferencial existente entre a informação pública e informação não pública que se define a relevância da informação decor-rente da sua susceptibilidade de influenciar o preço. Assim, em cada caso (e, por maioria de razão, com maior acuidade nos casos mais complexos) o juízo de prognose sobre a natureza «price sen-sitive» da informação deverá levar em linha de conta o valor económico da informação para os seus possuidores. Para «testar» se determinada informação é pri-vilegiada o intérprete deverá perguntar-se se o conhecimento de determinada informação que é desconhecida por parte do público investidor se traduz numa vantagem comparativa para quem a conhece. Deverá, pois, entender-se como pri-vilegiada toda a informação que seja susceptí-vel de ser utilizada com vantagem (por quem a conhece) face aos demais investidores (que a desconhecem)45. III. c) Factos de formação sucessiva No caso da sentença que se anota, conforme foi dado por provado, a arguida, a 26/01/2005, encontrava-se predisposta a negociar ou


42- Para auxiliar o intérprete, a CMVM publicou exemplos de factos potenciadores de informação privilegiada (www.cmvm.pt). 43- O que constitui informação privilegiada nos termos do artigo 1.º/2 da Directiva n.º 2003/124/CE da Comissão de 22 de Dezembro de 2003 (que estabelece as modalidades de aplicação da Directiva n.º 2003/6/CE do Parlamento Europeu e do Conselho, de 28 de Janeiro de 2003, no que diz respeito à definição e divulgação pública de informação privilegiada e à definição de manipulação de mercado). 44- www.cmvm.pt 45- “En resumen, se puede decir que información privilegiada es toda aquella relativa al mercado de valores que por su concreción (constituida por líneas específicas y recebida de fuente fiable) y contenido (relevante p la cotización de los valores afectados), tiene um valor económico susceptible de aprovecha-miento p su poseedor al no ser conocida por la generalidad del mercado.” – cf. Pedro VILLEGAS, “El abuso de Mercado. Concepto y tipos”, Revista Iberoame-ricana de Mercados de Valores n.º 22/2007, Instituto Iberoamericano de Mercados de Valores, Novembro, p. 8. Não podemos olvidar que este dever “(…) was designed to protect “outside” stockholders against short swing speculatution by “insiders” with advance information.” cf. Louis LOSS, Joel SELIGMAN, Securities Regulation, vol. V (revisto, p. 2121-2652) Aspen Law & Business, 3.ª edição, Nova Iorque, p. 2345.


alienar uma participação numa sociedade por si detida, tendo (inclusivamente) decidido que a solução estratégica desejada era a venda a 100% (cf. cartas-convite enviadas a potenciais adquirentes que solicitavam a apresentação de propostas de compra a 100% (com exclusão das demais). Todavia, como também é dito na sentença, o emitente não havia tomado qualquer decisão final e definitiva sobre a alienação da participa-ção que detinha numa outra sociedade. Coloca-se, por isso, a questão de saber o emi-tente se poderá constituir na obrigação de divul-gar informação privilegiada ao longo de um mesmo processo negocial e por mais de uma vez (ou se só o terá de fazer uma vez, no final do processo negocial, quando tudo estiver deci-dido e definido). A resposta à questão anterior não pode deixar de ser duplamente positiva. A lei obriga os emi-tentes à divulgação de toda a informação que seja privilegiada, sem distinções de qualquer espécie (v.g. quanto ao momentum em que esta se gera), ou qualquer tecto, plafond ou limite quanto ao número de comunicados que o emi-tente deverá divulgar (nem tal seria compatível com o escopo informativo da norma que supra foi descrito). Assim, sempre que se reúnam os pressupostos do artigo 248.º (ressalvadas as hipóteses de diferimento e de dispensa – a que nos referire-mos infra), o emitente deve divulgar informa-ção privilegiada, devendo fazê-lo sempre e tan-tas vezes quantas as que se reúnam os pressu-postos, independentemente do momento em que isso se verifique.

Com efeito, a norma tem natureza atomística: por cada vez que o diferencial entre a informa-ção pública e a informação não pública se torna «sensível» (v.g. dado o grau significativo de afastamento da situação em relação à situação anteriormente divulgada) surge um novo dever de divulgação. Significa isto que num processo negocial46, ou em qualquer outro caso de factos de formação sucessiva, o emitente, tipicamente, ir-se-á cons-tituir por mais de uma vez na obrigação de divulgar informação privilegiada. Posto isto, não será difícil concluir que, à luz da actual redacção do artigo 248.º do CdVM, os factos supra descritos (apesar de não ter sido tomada qualquer decisão final e definitiva) constituem indubitavelmente informação privi-legiada e, em consequência, tinham de ser ime-diatamente divulgados ao público47 (sem prejuí-zo da possibilidade de diferimento da divulga-ção da informação – cf. artigo 248.º-A do CdVM – de que se tratará infra). Com efeito, em termos sintéticos, pode afirmar-se que:

a. a arguida é uma entidade emitente com valores mobiliários admitidos à negocia-ção em mercado regulamentado;

b. a predisposição activa de venda de uma participação numa sociedade e a defini-ção de que a venda deverá ser feita a 100% são informações que dizem direc-tamente respeito à arguida e que têm impacto nos seus valores mobiliários;

c. a informação tem carácter preciso: a refe-rida predisposição estava patente nas car-tas-convite enviadas aos potenciais adquirentes da participação detida pela arguida;

46- Os processos negociais são, aliás, um dos exemplos elencados pela CMVM nos seus entendimentos como informação privilegiada (www.cmvm.pt). 47- Não olvidamos que a redacção em vigor à data dos factos era a aprovado pelo Decreto-Lei n.º 486/99, de 13 de Novembro (e não a que foi dada pelo artigo 2.º do Decreto-Lei n.º 52/2006, de 15 de Março – actualmente em vigor), questão que será tratada, de forma autónoma, infra.


d. até 26/01/2005 não tinha sido tornada pública a predisposição para venda da totalidade da sua participação;

e. a informação é «price sensitive» uma vez que qualquer investidor razoável poderia normalmente utilizá-la, se a conhecesse, para basear, no todo ou em parte, as suas decisões de investimento. Com efeito:

i. a expectativa da venda de uma par-ticipação (com aquela magnitude) afecta a performance económica e financeira do emitente (os seus fundamentais48) e, por conseguinte, os resultados que a sociedade obtém – ou seja, estão em causa factores dos que mais influenciam, na perspectiva do investidor médio, a avaliação que faz de uma sociedade49;

ii. os investidores que conhecessem aquela informação detinham uma vantagem comparativa face aos demais uma vez que teriam neutra-lizado de forma ilegítima (em relação aos demais investidores) uma parte do risco inerente às decisões de investimento50: sabiam que com alguma probabilidade a arguida poderia vir a obter receitas extraordinárias proveniente da ven-da, a 100%, de uma participação detida noutra sociedade.

Donde, apesar de ainda não ter tomado qual-quer decisão final e definitiva, a verdade é que a predisposição para negociar ou alienar uma

participação numa sociedade por si detida e a opção pela venda a 100% constituem informa-ção privilegiada.

III. d) Possibilidade de diferimento e de dispensa

O regime supra exposto, porquanto obriga os emitentes a divulgar informações que estes, não raras vezes, almejam que não sejam conhecidas, é bastante exigente para com os emitentes.

De facto, não se pode olvidar que, v.g. num pro-cesso negocial, a divulgação pública de infor-mação sobre o «estado das negociações» pode-rá contribuir decisivamente para o insucesso do negócio. Afinal, em muitos casos, «o segredo [ainda] é a alma do negócio». Por outro lado, “saber é poder”51: os emitentes poderão ter a ganhar em manter o maior secre-tismo sobre o andamento da sua actividade e, concomitantemente, em obter informação sobre a dos seus concorrentes (o que os poderá colo-car numa posição de vantagem).

Por isso, alguma doutrina pronunciou-se no sentido de que existe, ao menos em certas situa-ções uma sobrevalorização do valor da parida-de de tratamento dos intervenientes no mercado (que se visa almejar com a divulgação pública da informação) em detrimento do valor da reserva ou confidencialidade sobre a condução da actividade comercial52.

Tendo estas razões em conta, e para que o cumprimento do dever de divulgação de


48- Sobre a análise dos fundamentais na perspectiva do investidor vide Fernando Braga de MATOS, Ganhar em Bolsa, Dom Quixote, 3.ª Edição, 2007, p. 195 e seguintes. 49- Cf. Célia REIS, “Dever de Prestação de Informação sobre Factos Relevantes (Anotação a Sentença do Tribunal Judicial da Maia)”, Caderno do Mercado de Valores Mobiliários n.º 8, Agosto de 2000, p. 226. 50- Cf. Frederico de Lacerda da Costa PINTO, “O Direito de Informar e os Crimes de Mercado”, Caderno do Mercado de Valores Mobiliários n.º 2, 1.º semes-tre de 1998, p. 105. 51- Frederico de Lacerda da Costa PINTO, “O Direito de Informar e os Crimes de Mercado”, Caderno do Mercado de Valores Mobiliários n.º 2, 1.º semestre de 1998, p. 98. 52- J.J. Vieira PERES, “O Delito de “Insider Trading” e a Obrigação de Informação”, Problemas Societários e Fiscais do Mercado de Valores Mobiliários, Edifisco, Lisboa, 1992, p. 95-96.


informação privilegiado não represente uma conduta excessivamente penalizadora para o emitente53, o legislador consagrou (i) a possibi-lidade de diferimento dessa divulgação54 e (ii) a possibilidade de dispensa de divulgação da informação.

(i) A possibilidade de diferimento, prevista no artigo 248.º-A/1 do CdVM, depende do preen-chimento cumulativo de três condições55:

a. a divulgação imediata seja susceptível de prejudicar os legítimos interesses do emi-tente (nos termos previstos no artigo 248.º-A/2 do CdVM);

b. o diferimento não seja susceptível de induzir o público em erro;

c. o emitente demonstre que assegura a con-fidencialidade da informação (o que deve ser feito nos termos do artigo 248.º-A/4 do CdVM).

Donde, só preenchidos estes requisitos é possí-vel a ocorrência de um time lag entre o momen-to em que se gera informação privilegiada e o momento (ulterior) da sua divulgação ao públi-co. Assim, v.g. existindo um processo negocial em curso – como no caso da sentença que se anota – à luz do regime que hoje vigora, poderá ser lícito ao emitente diferir o momento da divulga-ção da informação privilegiada, uma vez reuni-dos os pressupostos supra expostos. Note-se, todavia, que este diferimento não isen-ta ad eternum o emitente do dever de divulgar a

informação. Trata-se, apenas, de um diferimen-to, e não de uma dispensa ou isenção de divul-gação da informação. O dever já existe ad origine. E é por já existir que a lei permite, dentro de certos limites, que o seu cumprimento seja diferido. Assim, v.g. se um emitente presta declarações a um jornal (ou a uma agência noticiosa) nas quais revela a informação privilegiada cuja divulgação havia diferido (caso de quebra lícita de segredo voluntária) – como no caso da sen-tença que se anota – à luz da redacção actual-mente em vigor, fica obrigado a divulgar essa mesma informação ao público em simultâneo, através do SDI da CMVM. (ii) Outro mecanismo que procura matizar as exigências informativas que impendem sobre os emitentes com valores mobiliários admitidos à negociação é o da dispensa de divulgação da informação. Este encontra-se previsto no artigo 250.º do CdVM e depende de:

a. requerimento de dispensa dirigido à CMVM (princípio da instância)56;

b. a divulgação seja contrária ao interesse público;

c. e possa causar prejuízo grave para o emi-tente;

d. desde que a ausência de divulgação não induza o público em erro sobre factos e circunstâncias essenciais para a avaliação dos valores mobiliários.

53- No sentido de que a divulgação de informação privilegiada pode prejudicar gravemente o emitente cf. Stephen J. SPURR, Economic Foundations of Law, Thomson, South Western, Estados Unidos da América, 2006, p. 228 “(…) managers can provide the public information about the value of the firm, in situa-tions where it is not feasible to disclose the information itself because, for example, such disclose would be harmful to the firm. For example, the managers may have learned from a confidential report that there are valuable mineral deposits on land the firm is about to purchase.” 54- Neste sentido Helena Magalhães BOLINA, “Abuso de Mercado”, Inforbanca, Ano XIX, n.º 72, Abr-Jun 2007, p. 9. 55- Excepcionalmente, em caso de risco para a viabilidade financeira do emitente e desde que não se encontre em situação de insolvência, é ainda possível o diferimento nos termos do artigo 248.º-A/3 do CdVM. 56- Para melhor defesa dos interesses dos emitentes, a lei consagra o regime excepcional do diferimento tácito (artigo 250.º/2 do CdVM).


III. e) Regime anterior (factos relevantes)

É certo que a redacção da norma vigente à data dos factos objecto da sentença que ora se comenta (26/01/2005) era outra (a qual foi cita-da supra no ponto I desta anotação) e que é esta que releva para efeitos infraccionais (artigo 3.º/1 do RGCORD57 / 58). Assim, na redacção em vigor à data dos factos (aprovada pelo Decreto-Lei n.º 486/99, de 13 de Novembro), eram pressupostos do dever de divulgação de factos relevantes (hoje designada informação privilegiada):

a. uma sociedade; b. emitente de acções; c. admitidas em mercado de bolsa; d. facto ocorrido na sua esfera de activida-

de; e. que não seja do conhecimento público; f. que tenha incidência sobre a situação

patrimonial ou financeira ou sobre o andamento normal dos seus negócios;

g. susceptível de influir de maneira relevan-te no preço das acções;

h. relação de causalidade entre a incidência sobre a situação patrimonial ou financei-ra ou sobre o andamento normal dos seus negócios e a susceptibilidade de influir de maneira relevante no preço das acções.

Também à luz desta redacção se deve entender que um emitente que (i) se encontre predisposto a negociar ou alienar valores mobiliários e (ii) que tinha admitido (designadamente em cartas-convite enviadas a potenciais adquirentes) que a alienação dos valores mobiliários a 100% era

uma solução estratégica desejada estava obri-gado a divulgar essa informação como facto relevante (apesar de ainda não ter tomado qual-quer decisão final e definitiva). É que a redacção do artigo 248.º do CdVM ora em análise (também) obrigava os emitentes à divulgação de todos os factos relevantes, ou seja, todos os factos que preenchessem os pres-supostos a que supra se fez referência. O que se verifica no caso sub iudice.

Com efeito, em síntese: a. a arguida é uma sociedade emitente de

acções admitidas em mercado de bolsa; b. a decisão de negociar ou alienar 100%

de uma participação numa sociedade e de enviar cartas-convite dirigidas a poten-ciais compradores com esse fim, é facto ocorrido na sua esfera de actividade (um facto próprio);

c. este facto não era do conhecimento públi-co (não tendo sido divulgado no SDI da CMVM em data pretérita a 26/01/2005);

d. tinha incidência sobre a situação patrimo-nial ou financeira da arguida (e sobre o andamento normal dos seus negócios), uma vez que faria alterar de forma signi-ficativa o seu volume de negócios e implicaria uma alteração do perímetro de consolidação do emitente;

e. sendo, por essas razões, susceptível de influir de maneira relevante no preço das acções: a expectativa da venda de uma participação (com aquela magnitude) afecta a performance económica e finan-ceira do emitente (os seus fundamentais) e, por conseguinte, os resultados que a sociedade obtém.


57- Regime Geral das Contra-ordenações, aprovado pelo Decreto-Lei n.º 433/82, de 27 de Outubro. 58- Sem prejuízo da possibilidade de aplicação da lex posterior quando esta for mais favorável à arguida (artigo 3.º/2 do RGCORD) – questão que será tratada infra.


É certo que o facto tem de ser definitivo (o que se retira da expressão factos ocorridos do artigo 248.º do CdVM) mas sublinha-se que esta característica (definitividade do facto) tem uma importância muito menor do que aquela que, por vezes, lhe é atribuída por certa doutrina59. No caso sub iudice o que se exigia mais não era do que a divulgação de um facto definitivo, uma vez que tinha ocorrido em tempo pretérito: o emitente já tinha iniciado um período de análise sobre a negociação ou alienação de valores mobiliários e que tinha, inclusivamente, envia-do (desde 20/01/2005) cartas-convite a poten-ciais adquirentes solicitando a apresentação de propostas de compra, esclarecendo, ainda, que apenas levaria em consideração propostas para a aquisição de 100% (com exclusão das demais) – o que revela a sua solução estratégi-ca. De forma alguma se estaria, portanto, a exigir a prestação de informação sobre um facto futuro ou eventual. Estava, isso sim, a exigir-se a divulgação de factos pretéritos. Não tem, pois, cabimento alegar que com a divulgação destes factos se estaria a antecipar o momento da divulgação do facto final (que seria a venda da participação total do emitente). Naturalmente que este dever de divulgação de factos relevantes era tanto mais exigente para os emitentes (que seriam obrigados a divulgar factos ao longo dos processos negociais), por-quanto, à data, não existia a possibilidade legal de diferimento do momento da divulgação dos factos relevantes (nos termos que hoje estão

patentes no artigo 248.º-A do CdVM).

De forma a «temperar» estas exigências, nos entendimentos da CMVM sobre o dever de divulgação de factos relevantes60 podia ler-se que “Na verdade, o emitente não tem de comu-nicar a existência de etapas preliminares da sua formação - designadamente as negociações que decorram tendo em vista a conclusão de determinado acordo ou as fases de um processo interno de decisão - enquanto permanecer o sigilo entre as partes intervenientes no respec-tivo processo.”. Ou seja, os entendimentos da CMVM tolera-vam um diferimento do momento da divulgação dos factos relevantes desde que fosse assegura-da a confidencialidade da informação. Pelo que quebrado o sigilo (v.g. em caso de «fuga de informação» nos jornais) o emitente estava obrigado, de imediato, a divulgar os factos rele-vantes ocorridos (mesmo tratando-se de etapas preliminares). Ou seja, num fundo, os entendimentos da CMVM sobre o dever de divulgação de factos relevantes anteciparam, neste aspecto, o regime do dever de divulgação de informação privile-giada que veio a ser plasmado no CdVM. III. f) Comparação de regimes

Para completar esta análise, resta confrontar as diferentes redacções dadas ao artigo 248.º do CdVM (a redacção sob a epígrafe factos relevantes61 com a da epígrafe informação privilegiada62) de molde a perceber qual é mais favorável (para efeitos do artigo 3.º/2 do RGCORD).

59- Vide Gonçalo Castilho dos SANTOS, “O Dever dos Emitentes de Valores Mobiliários Admitidos à Negociação em Bolsa de Informar Sobre Factos Rele-vantes”, Caderno do Mercado de Valores Mobiliários n.º 15, Dezembro de 2002, p. 34 e seguintes. 60- Vide http://www.cmvm.pt/NR/exeres/4DBF73F5-3FF3-4058-9BFC-6573120BD75D.htm. 61- Na redacção aprovado pelo Decreto-Lei n.º 486/99, de 13 de Novembro. 62- Na redacção que foi dada ao artigo 248.º do CdVM pelo Decreto-Lei n.º 52/2006, de 15 de Março.


Assim, desse confronto, resulta, em síntese, que na nova lei:

a. Deixa de se exigir pressupostos típicos que constavam da anterior: (i) o agente já não tem de ser sociedade, (ii) o facto já não tem de ocorrer na esfera da sua acti-vidade, (iii) deixa de existir o requisito da incidência sobre a situação patrimonial ou financeira ou sobre o andamento nor-mal dos negócios do emitente,

b. Alarga-se o objecto da acção: (i) pode ser emitente de quaisquer valores mobiliários e não apenas acções, (ii) abrange igual-mente valores em relação aos quais se tenha apenas requerido a admissão, (iii) basta que a influência seja sensível e não relevante, e (iv) incide igualmente em instrumentos financeiros e não apenas valores mobiliários.

c. Mantém-se a natureza não pública da informação.

Pelo que se deverá concluir que a nova redac-ção é mais exigente, logo, insusceptível de ser aplicada aos arguidos que praticaram infracções ao tempo em que vigorava a anterior redacção da norma (cf. artigo 3.º/2 do RGCORD). IV. CONCLUSÕES

À luz do exposto, em síntese, pode concluir-se que:

a. o dever de divulgação de informação privilegiada é justificado pela necessida-de (eminentemente económica) de dar resposta à necessidade de manter o mer-cado permanentemente informado, de forma a que os investidores possam

tomar racionalmente as suas decisões de investimento;

b. desta forma o legislador mobiliário procura prevenir a ocorrência de «assimetrias informativas» que potenciam situações de «insider trading» (artigo 378.º do CdVM);

c. sempre que se reúnam os pressupostos do artigo 248.º do CdVM, o emitente deve divulgar informação privilegiada (ressalvadas as hipóteses de diferimento ou de dispensa) uma vez que a norma tem natureza atomística;

d. o dever existe mesmo que a informação privilegiada diga respeito a um processo negocial ainda em curso (ou outros factos de formação sucessiva);

e. de molde a que o dever de divulgação de informação privilegiada não represente uma conduta excessivamente penalizado-ra para o emitente, a lei consagra meca-nismos de diferimento do momento de divulgação, bem como de dispensa (artigos 248.º-A e 250.º do CdVM, res-pectivamente);

f. ao tempo da vigência do anterior regime (factos relevantes), a possibilidade de diferimento era, na prática, tolerada pelos entendimentos da CMVM, mas sempre e apenas enquanto fosse assegurada a confidencialidade da informação (possibilidade que, reunidos certos requi-sitos, veio a ser consagrada legalmente no regime da divulgação de informação privilegiada);

g. o regime gizado pelo dever de divulgação de informação privilegiada é globalmen-te mais exigente do que o de factos relevantes.



Donde, como se decidiu – e bem – na sentença que se anota, a arguida constituiu-se no dever de divulgar um facto relevante a partir do momento em que:

(i) se encontrava predisposta a negociar ou alienar valores mobiliários (i.e. uma partici-pação numa sociedade por si detida); e (ii) admitiu externamente (designadamente em cartas-convite enviadas a potenciais

adquirentes) que a alienação dos valores mobiliários a 100% era uma solução estra-tégica desejada,

apesar de ainda não ter tomado qualquer deci-são final e definitiva.

Era assim à luz do regime dos factos relevantes e continua a sê-lo à luz do dever de divulgação de informação privilegiada.



28ª EDIÇÃO DOS CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS

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CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS · 6 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS EDITORIAL O presente número dos Cadernos da Comissão é dedicado à divulgação dos