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1 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
NÚMERO 46 * DEZEMBRO DE 2013
ARTIGOS
* O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR
* COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK
- AN ANALYSIS OF THE NEGATIVE BASIS
* FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO
DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM SOBRE O GOVERNO
DAS SOCIEDADES COTADAS EM PORTUGAL
* ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS INDICADORES ECONÓMICOS
NACIONAIS E INTERNACIONAIS NO PSI20
CADERNOS
DO MERCADO
DE VALORES
MOBILIÁRIOS
2 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
N.º 46
DEZEMBRO DE 2013
3 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
EDITORIAL 05
ARTIGOS:
O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR 09
Pedro Latoeiro e Sofia Ramos
COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK
- AN ANALYSIS OF THE NEGATIVE BASIS 37
Vladimir Fonseca e Raquel Gaspar
FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO
DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM
SOBRE O GOVERNO DAS SOCIEDADES COTADAS EM PORTUGAL 62
Pedro Silva
ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS INDICADORES ECONÓMICOS
NACIONAIS E INTERNACIONAIS NO PSI20 88
Tiago Simenta e Andreia Dionísio
ÍNDICE
4 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
EDITORIAL
5 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
EDITORIAL
A edição n.º 46 dos Cadernos do Mercado de
Valores Mobiliários contém quatro textos de
natureza económica. Os dois primeiros artigos
têm como base os trabalhos vencedores do
Prémio CMVM 2012.
O primeiro texto é relativo à utilização do mo-
tor de pesquisa Google como barómetro da
atenção dos investidores. Estudos recentes con-
sideram ser este um barómetro fiável da atenção
dos investidores, em especial dos particulares, e
associam aumentos de frequência de consultas
sobre uma empresa a maior liquidez das suas
ações no mercado secundário. O artigo analisa a
relação entre a procura de informação na inter-
net, medida pela frequência de pesquisas no
Google, e a tomada de decisões dos investido-
res. Os autores avaliam a relação contemporâ-
nea entre a frequência de pesquisas no Google
sobre as sociedades cotadas do Euro Stoxx 50 e
a evolução do valor transacionado e da volatili-
dade, concluindo que aumentos da procura de
informação na internet estão associados a au-
mentos do valor transacionado e da volatilidade
nos quartis que reúnem as empresas de menor
notoriedade. Num plano de análise de previsibi-
lidade (que comporta especial importância teó-
rica por se relacionar com a eficiência do mer-
cado), os autores encontram evidência de que
um aumento na frequência de consultas no
Google antecipa menor rentabilidade e maior
volatilidade e valor transacionado na semana
seguinte, mas detetam também sinais de não
linearidade: se um aumento da procura de infor-
mação tem um efeito positivo sobre a volatili-
dade e um impacto negativo sobre o preço da
ação, o inverso não se verifica. Já no caso do
valor transacionado, a resposta negativa a uma
diminuição da procura de informação revela-se
mais intensa do que no caso do aumento da pro-
cura de informação. Por último, os autores en-
contram sinais de que a procura de informação
na internet é sobretudo efetuada por investido-
res particulares, embora o fluxo de informação
gerado pelo Google não possa também ser dis-
sociado da atividade dos investidores institucio-
nais.
Além do carácter inovador da amostra – o Euro
Stoxx 50 nunca fora alvo de análise semelhante
-, os autores apresentam resultados até agora
desconhecidos na literatura, sobretudo ao nível
da não linearidade da relação entre a procura de
informação na internet e a evolução da cotação
das ações. As conclusões retiradas revelam,
assim, que a atenção (capacidade cognitiva) é
um recurso escasso e uma condição para deci-
dir, e mostram que o grau de atenção do investi-
dor sobre uma empresa influencia a liquidez, a
volatilidade e a rentabilidade dos seus títulos de
forma assimétrica. Por último, mas não menos
importante, as conclusões retiradas contrariam
os modelos que reclamam a incorporação ime-
diata no preço dos ativos de toda a informação
disponível e sinalizam a potencialidade da in-
ternet como reflexo do sentimento e da atenção
dos investidores.
No segundo artigo é analisada a relação existen-
te entre os spreads dos credit default swap
(CDS) e das yields de obrigações de empresas
privadas. Em teoria, é expectável que no longo
prazo se observe uma condição de equilíbrio
entre os diferenciais dos spreads das yields das
obrigações das empresas e dos preços dos
respetivos CDS (a ‘base’), apesar de estudos
6 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
EDITORIAL
empíricos recentes terem evidenciado desvios
significativos nesse diferencial, especialmente
no curto prazo. Questionando o porquê dessa
base se afastar de um valor nulo, os autores sus-
tentam que tal se pode dever, por um lado, a um
prémio de liquidez incluído nas yields das obri-
gações das empresas (que levaria a uma base
negativa) e, por outro lado, a outros fatores que
afetam o preço dos CDS e também contribuem
para obscurecer o equilíbrio desta relação, no-
meadamente o risco de contraparte (como os
CDS são produtos OTC, este risco tende a redu-
zir o prémio dos CDS porque os compradores
de proteção enfrentam maior incerteza no rece-
bimento do valor facial da obrigação subjacente
e, portanto, estão dispostos a pagar um prémio
inferior) e o próprio risco de liquidez dos CDS,
os quais tenderiam a tornar a base positiva. A
recente crise financeira sublinhou a importância
do risco de liquidez nos mercados financeiros,
tendo neste período o prémio dos CDS aumen-
tado de forma significativa e vários estudos do-
cumentado que a base foi fortemente negativa
em diversas ocasiões para várias empresas. Este
facto fez emergir a possibilidade de os preços
dos CDS incluírem outros riscos significativos
que não apenas o risco de crédito, em particular
o risco de contraparte e de liquidez dos próprios
CDS, o que pode originar que o seu preço não
reflita adequadamente o risco de incumprimen-
to da entidade de referência.
No terceiro texto procuram identificar-se os
fatores que influenciam o cumprimento pelas
empresas das recomendações de governo
societário da CMVM. O autor desenvolve a
análise tendo por base o grau de cumprimento
daquelas recomendações pelas empresas, a
composição e a remuneração dos órgãos de ges-
tão da empresa, a sua estrutura acionista, a in-
tervenção do auditor externo e a existência de
uma comissão autónoma de governo das socie-
dades no seio da empresa. Os resultados apre-
sentados permitem concluir que o cumprimento
das recomendações aumenta com o número de
administradores independentes, com a propor-
ção de administradores não executivos, com o
número de reuniões do órgão de administração,
com o peso da remuneração dos membros não
executivos face à dos executivos, com a partici-
pação do Estado e dos membros do órgão de
administração no capital da empresa. Além dis-
so, o grau de adoção das recomendações tam-
bém é mais elevado quando a auditoria externa
é efetuada por uma das multinacionais de audi-
toria ou quando existir na empresa uma comis-
são/comité específico para controlo das práticas
de governance.
O último artigo trata a influência de diversos
indicadores macroeconómicos nacionais e inter-
nacionais no comportamento do índice PSI20.
Os autores propõem-se apurar se existe uma
capacidade diferenciada, consoante a nacionali-
dade dos respetivos indicadores económicos,
de influenciar a evolução daquele índice acio-
nista. São utilizados três indicadores económi-
cos: índice de produção industrial, taxa harmo-
nizada de desemprego e índice de preços do
consumidor nos Estados Unidos, a Alemanha e
Portugal. Os autores encontram evidência esta-
tística de que não existe relação entre a variação
dos indicadores macroeconómicos em Portugal
e a taxa de retorno do PSI20, mas tal não acon-
tece com a variação da taxa harmonizada de
desemprego. No que respeita aos indicadores
7 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
EDITORIAL
macroeconómicos da Alemanha, apenas a
variação do índice de produção industrial exer-
ce influência sobre a taxa de retorno do PSI20,
e no caso dos Estados Unidos a variação do
índice de produção industrial e a variação da
taxa de desemprego influenciam esse retorno.
Conclui-se, assim, que existe interdependência
entre o mercado acionista português (mais con-
cretamente, a taxa de rentabilidade do índice
PSI20) e alguns indicadores económicos ale-
mães e norte-americanos.
Em suma, a qualidade e a atualidade dos artigos
apresentados nesta edição dos Cadernos aconse-
lham a sua leitura atenta.
8 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ARTIGOS
* O GOOGLE COMO BARÓMETRO
DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR
* COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK
- AN ANALYSIS OF THE NEGATIVE BASIS
* FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO
DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM
SOBRE O GOVERNO DAS SOCIEDADES COTADAS
EM PORTUGAL
* ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS INDICADORES
ECONÓMICOS NACIONAIS
E INTERNACIONAIS NO PSI20
9 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
1. INTRODUÇÃO
Na semana de Setembro de 2008 em que o ban-
co Lehman Brothers’ declarou falência o volu-
me de pesquisas no Google sobre “Lehman”
superou em 24 vezes a média histórica. Cerca
de um ano depois, em Novembro de 2009, o
Dubai World procurou um reescalonamento da
dívida. Nesse mês, em que as suas acções acu-
mularam perdas de 26%, a procura de informa-
ção no Google sobre “Dubai World” sextupli-
cou. No primeiro semestre do ano seguinte o
vazamento de uma plataforma da British Petro-
leum desencadeou um desastre ambiental no
Golfo do México. Em Londres, o volume de
títulos da empresa transaccionado em Maio de
2010 duplicou a média dos 12 meses anteriores.
No Google a frequência de pesquisas sobre
“BP” quintuplicou nesse período.
Os motores de pesquisa tornaram-se numa po-
pular e poderosa fonte de informação na Inter-
net por funcionarem como atalhos que procu-
ram satisfazer de forma rápida e eficiente as
intenções do utilizador. Mas será que pesquisar
implica decidir? A relação entre a procura de
informação na Internet e a tomada de decisões
dos investidores é o tema desta investigação.
Estudos recentes validam o motor de busca do
Google como barómetro fiável da atenção do
investidor. Da, Engelberg e Gao (2011) assu-
mem que por detrás das pesquisas no Google
estão sobretudo investidores particulares e
Bank, Larch e Peter (2011) associam um au-
mento da frequência de consultas sobre uma
empresa a maior liquidez.
A presente investigação analisa a relação entre
a procura de informação medida pela frequên-
cia de pesquisas no Google e a evolução em
bolsa das cotadas do índice Euro Stoxx 50 entre
2004 e 2011. As principais novidades face à
literatura são a focagem em relações não linea-
res – diferenciando-se o impacte de uma subida
do volume de consultas do efeito de uma desci-
da -, e o estudo das variações extremas na aten-
ção do investidor – construindo-se indicadores
para captar picos de concentração e momentos
de hibernação.
Em primeiro lugar procede-se a uma avaliação
da relação contemporânea entre a frequência de
pesquisas no Google sobre as cotadas e a evolu-
ção do volume e da volatilidade. Constroem-se
regressões piecewise para segmentar as empre-
sas consoante a sua notoriedade no Google e
logo aí se encontra os primeiros sinais de assi-
metria. O poder explicativo das pesquisas na
Internet sobre o volume e a volatilidade mani-
festa menor robustez no grupo de cotadas de
maior notoriedade. Esse mesmo poder revela
contudo maior significância nos quartis que
reúnem as empresas mais negligenciadas, onde
uma subida da procura de informação na Inter-
net está associada a um aumento do volume e
da volatilidade.
O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR
PEDRO LATOEIRO E SOFIA B. RAMOS
10 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
O segundo tópico alvo de análise é a previsibili-
dade, que comporta especial importância
teórica por se relacionar com a eficiência do
mercado. Encontra-se evidência de que uma
subida na frequência de consultas no Google
antecipa menor rendibilidade e maior volatilida-
de e volume na semana seguinte. Mas também
aqui se depara com sinais de não linearidade. Se
um aumento da procura de informação no Goo-
gle tem um efeito positivo sobre a volatilidade e
um impacte negativo sobre o preço da acção, o
inverso não se verifica. Já no caso do volume a
resposta negativa a uma diminuição da procura
de informação revela-se muito mais intensa que
o efeito contrário.
Por último analisa-se que tipo de investidor es-
tará por detrás do indicador de atenção gerado
pela frequência de pesquisas no Google, apro-
fundando uma questão que tem suscitado o inte-
resse da literatura. Encontra-se sinais de que as
buscas na Internet captam sobretudo a atenção
dos investidores particulares e, ao mesmo tem-
po, de que o fluxo de informação gerado pelo
Google não está alheado da agenda dos institu-
cionais.
As perguntas que motivam este estudo são rele-
vantes em várias importantes frentes da investi-
gação em Economia e Finanças. As respostas
podem contribuir para perceber como a atenção
do investidor é incorporada no preço e na liqui-
dez de um activo e assim acrescentar valor ao
estudo da eficiência do mercado. Podem relevar
a importância do grau de atenção do investidor
na formação do preço de um activo e assim le-
gitimar estratégias de investimento construídas
com base nesse critério. Podem ajudar a enten-
der o comportamento dos investidores particu-
lares e assim melhorar o entendimento sobre os
efeitos da sua entrada no mercado. Podem, ao
testar a Internet como fonte privilegiada de in-
formação dos investidores, promover o estudo
das pesquisas do Google como uma variável
avançada da evolução do mercado. E podem
também relevar a importância de os reguladores
com deveres de protecção sobre os investidores
menos sofisticados dirigirem parte da sua acção
para a Internet.
2. MEDINDO A ATENÇÃO
Em 1987 Robert C. Merton publicou um artigo
dedicado à investor recognition hypothesis
(IRH), argumentando que o custo de obter in-
formação impede os investidores de conhecer
todas as empresas disponíveis no mercado. O
facto de cada carteira de investimento ser cons-
tituída apenas por uma fracção do universo de
empresas existentes prova que cada investidor
conhece e transacciona somente sobre um sub-
conjunto de activos (Merton, 1987), o que con-
duz a uma diversificação imperfeita na aloca-
ção de activos1. Para compensar esse desequilí-
brio as empresas menos conhecidas têm de ofe-
recer retornos mais elevados. Essa premissa,
associada ao custo de produção e difusão de
informação sobre uma empresa, sustenta o ar-
gumento de que o número de investidores co-
nhecedores de um activo – a notoriedade de
uma acção -, influencia o seu valor de merca-
do. Deste modo, e uma vez que os recursos dos
investidores, nomeadamente o tempo, são limi-
tados, as acções com maior notoriedade terão
maior probabilidade de integrar o conjunto de
oportunidades de investimento, da mesma for-
ma que os títulos com menor visibilidade acar-
retarão maior risco de ser ignorados (Barber e
Odean, 2008).
Mas como medir a atenção do investidor em
cada momento? Nos últimos anos a literatura
1- Este resultado contrasta com o que um investidor racional deve obter na formação de uma carteira eficiente.
11 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
começou a procurar na Internet variáveis capa-
zes de medir e acompanhar a notoriedade de
uma acção no mercado. Nesse caminho, as pes-
quisas concretizadas no Google emergiram co-
mo variável de interesse devido a três proprie-
dades fundamentais: a escala, a relevância2 e o
imediatismo. Quantitativamente, os serviços do
Google são utilizados mensalmente por mais de
mil milhões de indivíduos de múltiplas geogra-
fias3, uma escala sem paralelo nas variáveis
testadas anteriormente4. Em adição, as pesqui-
sas no Google só se materializam mediante
uma impulsão do utilizador, pelo que “if you
search for a stock in Google, you are undoub-
tedly paying attention to it” (Da et al., 2011: 2).
As buscas são, portanto, dotadas de uma rele-
vância que a publicação de artigos de imprensa,
por exemplo, variável em que o investidor é
um receptor passivo e relativamente impotente
de informação, não dispõe. Além disso, em
contraste com o desfasamento e a restrospecti-
vidade que dominam a informação financeira,
o Google disponibiliza dados diários e sema-
nais exportáveis com um clique para tratamen-
to estatístico, uma vantagem temporal e meto-
dológica relevante dado o imediatismo que
caracteriza os mercados financeiros.
Estudos de outras áreas científicas mostraram a
grande capacidade de previsão das pesquisas
em motores de busca. Um trabalho publicado
na Nature demonstrou ser possível prever sur-
tos de gripe uma a duas semanas antes do De-
partamento de Saúde dos EUA através das va-
riações no volume de pesquisas no Google so-
bre 45 termos coloquialmente associados ao
vírus (Ginsberg, Mohebill, Patel, Brammer,
Smolinskil e Brilliant, 2009). Também Choi e
Varian (2009) utilizaram o volume de buscas
no Google, mas para prever as vendas da Che-
vrolet e da Toyota, as vendas de habitações nos
EUA e ainda os fluxos de turismo em nove
países. Na mesma linha, Goel, Hofman,
Lahaie, Pennock e Watts (2010) usaram o Goo-
gle para antecipar as receitas de bilheteira no
fim-de-semana de estreia de 119 filmes nos
EUA, as vendas do primeiro mês de vida de
106 videojogos e ainda o ranking da revista
Billboard sobre as 100 músicas mais populares
no país. Já numa moldura macroeconómica,
Askitas e Zimmermann (2009) detectaram uma
correlação positiva entre o volume de pesqui-
sas em alemão sobre os nomes dos sites de em-
prego mais populares na Alemanha e a evolu-
ção da taxa de desemprego germânica.
Da et al. (2011) terão sido os primeiros a testar
a IRH de Merton no mercado accionista através
do Google. Usando as acções do índice Russell
300 como painel, os autores concluem que uma
subida no volume de buscas antecipa em duas
semanas a pressão compradora atribuída a in-
vestidores particulares, que se revela mais in-
tensa nas cotadas com menor valor de merca-
do. Os autores examinam depois todas as ofer-
tas públicas iniciais, operações que habitual-
mente suscitam a atenção do retalho, concreti-
zadas nos EUA entre 2004 e 2007 e deduzem
que o Google comporta poder preditivo sobre a
evolução da cotação na estreia em bolsa.
Olhando para 30 cotadas da New Y ork Stock
Exchange, Vlastakis e Markellos (2012) tam-
bém encontraram relações positivas entre o
volume de pesquisas na Internet e a liquidez e a
volatilidade das acções. No mesmo sentido,
O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR : 11
2- No sentido de que “os processos cognitivos humanos são dirigidos para a finalidade de conseguirem o maior efeito cognitivo possível com o menor esforço de processamento” (Sperber e Wilson, 2001: 23).
3- Dados da ComScore referentes a Maio de 2011 (http://www.comscore.com).
4- O grau de acompanhamento dos analistas profissionais (Arbel e Streble, 1983), o investimento publicitário (Frieder e Subrahmanyam,
2005), a cobertura mediática (Fang e Peress, 2009), a actividade nos fóruns de investimento na Internet (Antweiler e Frank, 2004) e a frequência de edição da Wikipedia (Rubin e Rubin, 2010) são algumas das variáveis propostas para captar a atenção do investidor.
12 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Bank et al. (2011) utilizam o Google para estu-
dar as cotadas do índice Xetra. Ao aumento do
volume de pesquisas é associada uma aprecia-
ção temporária da cotação e uma subida da li-
quidez da acção, relação que os investigadores
atribuem à redução de custos de assimetria de
informação, deduzindo a partir daí que o
Google serve sobretudo para medir a atenção
dos investidores particulares.
Em estudos mais recentes, Dimpfl e Jank
(2012) detectam comovimento e causalidade de
Granger entre a frequência de pesquisas no
Google sobre o Dow Jones Industrial Average
e a volatilidade do índice. Smith (2012) conclui
que um aumento das consultas sobre “crise
económica” e “crise financeira” prediz em uma
semana um incremento na volatilidade associa-
da a sete divisas. Drake, Roulstone e Thornock
(2012) encontram níveis anormais de pesquisas
nas duas semanas que antecedem a publicação
de contas de empresas do índice S&P 500 e
argumentam que quanto maior é a procura an-
tecipada por informação menor é a variação da
cotação no dia do anúncio dos resultados.
3. MÉTODO E VARIÁVEIS
Utiliza-se como base do estudo os dados reco-
lhidos e fornecidos pelo Google Trends5 para
analisar a eventual relação entre o volume de
pesquisas na Internet sobre uma empresa e a
sua evolução no mercado. O Google Trends é
um serviço gratuito disponibilizado ao público
desde 2008 que regista a evolução do número
de pesquisas sobre uma determinada palavra,
ou conjunto de palavras, em termos relativos,
apresentando um histórico. Usa-se o Google
Trends por ser um serviço único prestado pelo
líder do mercado global de pesquisas com uma
quota de 83%6. Procurar-se-á demonstrar que a
variação do volume de pesquisas é um baróme-
tro fiável da atenção do investidor, tal como
definida na IRH de Merton (1987). Seguindo
estudos anteriores, designa-se doravante a fre-
quência de buscas por Google Search Volume
Indicator (GSVI). A construção é a seguinte:
(1)
com a designar a média das pesquisas sobre
o termo particular k concretizadas durante todo
o período analisado, T. A escala do GSVI varia
entre zero (período em que o número de pes-
quisas é nulo ou insuficiente para gerar um co-
eficiente) e 100 (momento em que ocorreu o
maior número de pesquisas), sendo que qual-
quer acréscimo ou decréscimo consiste sempre
numa relação face à média histórica do período
analisado.
A informação disponibilizada pelo Google
Trends impõe três condicionantes à metodolo-
gia de análise a aplicar. Há desde logo uma
limitação temporal, uma vez que só existem
dados posteriores a Janeiro de 2004. Há tam-
bém uma limitação de periodicidade porque o
Google apenas permite a exportação de dados
semanais. Por último, o facto de os GSVI se-
rem apresentados como variações face à média
impede de trabalhar econometricamente com
valores absolutos individuais das empresas,
limitando a exploração de eventuais relações
entre as cotadas e entre os sectores.
A decisão sobre os termos de pesquisa a consi-
derar é outra questão basilar na definição do
método a aplicar. Uma pesquisa sobre
5- A 27 de Setembro de 2012 o Google anunciou sem aviso algumas mudanças no Google Trends (www.google.com/trends). Embora as características e a finalidade do serviço se mantenham, a normalização, disponibilização e exportação dos dados sofreram alterações que
tornam única a base de dados em que esta investigação se sustenta. A descrição do método e das variáveis referem-se sempre às regras
originais.
6- Dados da NetMarketShare para Julho de 2012 (http://www.netmarketshare.com).
13 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
“Santander” refere-se ao banco ou à cidade no
norte de Espanha? Por detrás de uma pesquisa
sobre “Carrefour” estará um potencial investi-
dor ou apenas um utilizador que procura pelo
supermercado mais próximo? Com a tecnolo-
gia actual disponível é impossível conhecer
com exactidão a intenção final de todos os pes-
quisadores em todos os momentos. Não haven-
do forma de distinguir o “pesquisar para saber”
do “pesquisar para decidir”, utiliza-se, tal como
Vlastakis et al. (2012) e Chen (2011), o nome
coloquial da empresa (apenas “Santander”).
Escolheu-se como objecto de análise o mercado
accionista europeu através do Euro Stoxx 50,
índice que reúne 50 cotadas de 12 países da
zona euro7 e que serve de subjacente a um con-
junto alargado de produtos de investimento.
Este índice agrupa blue chips que partilham
uma divisa, o euro, mas que têm sede em dife-
rentes geografias e operam em sectores distin-
tos, diluindo-se assim eventuais efeitos especí-
ficos derivados da evolução cambial, da nacio-
nalidade, da dimensão e da natureza de activi-
dade. O Euro Stoxx 50 nunca foi alvo de análi-
se semelhante, até porque os estudos anteriores
comparáveis adoptaram fronteiras mais restri-
tas ao incidir sobre mercados accionistas do-
mésticos.
Das 50 cotadas que compõem o índice actual-
mente só se conserva as empresas que integra-
ram ininterruptamente o Euro Stoxx 508 no
período em análise, de acordo com dados gen-
tilmente fornecidos pelo STOXX. Com este
critério anula-se o efeito que a inclusão ou ex-
clusão de um índice causa na notoriedade de
um título. Em adição, para aumentar a precisão
das conclusões segue-se o critério adoptado por
Chen (2011) e exclui-se as cotadas com GSVI
igual a zero durante pelo menos oito semanas
consecutivas, considerando que essas observa-
ções são infrutuosas para a investigação e po-
dem mesmo distorcer os resultados. Da aplica-
ção das duas regras resultou o objecto de análi-
se, que consiste em 36 cotadas com origem em
seis países e operando em nove sectores de ac-
tividade, apresentado no Quadro 3.1..
O período alvo de análise inicia-se, por imposi-
ção do Google Trends, na primeira semana de
Janeiro de 2004 e finda na última semana de
Junho de 2011.
3.1. Variáveis financeiras
Os dados sobre o volume e o preço das empre-
sas foram importados da Bloomberg. Não se
impõe restrições sobre os indicadores financei-
ros por se reputar que esse controlo é garantido
pelos critérios definidores da revisão da compo-
sição do Euro Stoxx 509.
As variáveis de volume são quantidades despro-
vidas do factor preço. As variações logarítmicas
do volume são calculadas da seguinte forma:
(2)
com a ilustrar a variação do número de
títulos da empresa x transaccionados na semana
t face à semana anterior. Por se desconhecer
com exactidão a natureza dos propulsores da
atenção do investidor, nomeadamente se é con-
duzida por notícias positivas ou negativas, ou
por ambas na mesma ponderação, também se
utiliza o valor absoluto das variações do volu-
me, obtido por:
O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR : 13
7- Alemanha, Áustria, Bélgica, Finlândia, França, Grécia, Holanda, Irlanda, Itália, Luxemburgo, Portugal e Espanha.
8- A composição do índice é revista anualmente em Setembro.
9– Integram o índice as 50 cotadas da zona euro com maior valor de mercado, calculado a partir do free float, presentes no STOXX
Europe 600.
14 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
(3)
com a significar a variação em módulo
do número de acções da companhia x negocia-
das na semana t.
Tal como Chen (2011) e Dimpfl et al. (2012)
usa-se a volatilidade realizada. Para a estimar
determina-se em primeiro lugar o logaritmo
natural do retorno, dado por:
(4)
onde representa o retorno da acção x no dia
t com base nas cotações P. Obtém-se posterior-
mente a volatilidade realizada a partir do soma-
tório do quadrado dos retornos:
(5)
com a corresponder ao retorno da cotada
x no dia i da semana t. Implementa-se N=4
uma vez que os dados extraídos do Google são
semanais. Ross (1989) sugeriu a variabilidade
do retorno como indicador do fluxo de informa-
ção no mercado.
A partir da equação (4) determina-se as varia-
ções semanais do valor da acção para calcular o
retorno absoluto de cada empresa, através de:
(6)
com a representar o módulo do retorno
da acção x na semana t. Esta variável tem sido
utilizada pela literatura para medir a atenção do
investidor (Corwin e Coughenour, 2008).
No que diz respeito ao Stoxx 50, usa-se nas es-
timações, além do logaritmo natural do retorno
semanal, a evolução também em base semanal
do VSTOXX, índice que mede a volatilidade
implícita do índice a partir do preço das opções
negociadas no mercado Eurex.
3.2. Variáveis Google
Através do GSVI estimam-se outras variáveis.
A primeira é obtida pelo processo:
(7)
com a simbolizar o logaritmo natural
do GSVI sobre a empresa x na semana t, tal
como fizeram Bank et al. (2011), Da et al.
(2011) e Chen (2011). Deste modo, GSVI infe-
riores a 1, um sinal de menor volume de pesqui-
sas, aparecerão em logaritmo com sinal negati-
vo. Essa é a principal motivação da variável.
Seguindo Da et al. (2011) e Smith (2012) cons-
trói-se também o indicador Jumps in Search
Volume Indicator (JSVI) para tentar capturar
choques ou variações exógenas na atenção do
investidor. Para tal, toma-se a diferença entre o
GSVI e a média das quatro observações anterio-
res:
(8)
São ainda criados indicadores que permitam
identificar eventuais efeitos assimétricos da
procura de informação no Google sobre as vari-
áveis financeiras. Sabe-se que leituras de GSVI
superiores a 1 e que valores positivos de
lnGSVI indicam um aumento da atenção do
investidor. E que, contrariamente, uma descida
no nível de atenção é descrita por registos de
GSVI inferiores a 1 e valores negativos de
lnGSVI. Assim sendo, define-se:
15 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
(9)
e
(10)
Seguindo o mesmo raciocínio para variações
acentuadas na atenção do investidor define-se:
(11)
e
(12)
4. VOLUME
Da caderneta de provérbios de Wall Street faz
parte o adágio “it takes volume to make prices
move”. Por ser uma medida indirecta de liqui-
dez, por ser utilizado como previsor da evolu-
ção do preço de uma acção em estratégicas de
análise técnica, por reflectir o grau de notorie-
dade de um título, o volume é a primeira variá-
vel a ser testada em função do GSVI. A expec-
tativa é a de que haverá uma relação entre as
variáveis pois estudos anteriores estabeleceram
uma ligação entre volume e atenção do investi-
dor (Barber et al., 2008). Utiliza-se a análise de
regressão com dados em painel para testar se as
variáveis Google contêm poder explicativo so-
bre as variações no volume das cotadas do
Stoxx 50 numa base contemporânea. O modelo
estimado é o seguinte:
com a ilustrar a variação do número de
acções da empresa x negociadas durante a
semana t, uma constante, a variável
dependente desfasada em um período, o
retorno da empresa x na mesma semana t,
a volatilidade realizada sobre a empresa x
na semana t, o retorno do índice
Stoxx 50 na semana t e o valor do índice
VSTOXX no mesmo período. O regressor
representa a frequência de pesquisas
no Google sobre a empresa x na semana t e
constitui a variável independente de maior inte-
resse. O último termo da regressão, é um pro-
cesso de ruído branco. São estimadas quatro
versões do modelo. Na primeira não se inclui
qualquer variável Google. Já nas outras três usa
-se isoladamente o GSVI, o lnGSVI e o JSVI,
respectivamente. A partir do modelo (13) cons-
trói-se uma regressão piecewise. Para tal divide
-se as empresas em quartis em função do GSVI.
O primeiro quartil reúne as cotadas de maior
visibilidade e o último as de menor. Do modelo
piecewise são calculados quatro conjuntos de
resultados num total de 16 estimações. No
primeiro conjunto não se utilizam variáveis
Google. Nos restantes usa-se isoladamente o
GSVI, o lnGSVI e o JSVI, respectivamente,
para cada um dos quartis.
Conclui-se que a uma subida (descida) na fre-
quência de pesquisas no Google está associada
um acréscimo (decréscimo) do número de ac-
ções transaccionadas, dado o sinal dos coefici-
entes das variáveis Google apresentados no
Quadro 4.1. ser positivo. O Google é portanto
um barómetro da atenção do investidor porque
pesquisar implica consciência sobre o termo
pesquisado; o Google é também um reflector da
notoriedade de uma acção, uma vez que toda a
pesquisa é uma demonstração de interesse; e o
Google é ainda um indicador indirecto de liqui-
dez, pela frequência de pesquisas ter um efeito
positivo na variação do volume de uma acção,
com maior dimensão e robustez na variável
JSVI. As regressões piecewise com o indicador
JSVI expostas no Quadro 4.2. demonstram,
contudo, que esta relação é não linear, na medi-
da em que quanto maior (menor) é a notorieda-
de de uma empresa, menor (maior) o efeito da
frequência de pesquisas no Google sobre as
variações no volume da acção, um resultado
novo para a literatura.
O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR : 15
16 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
5. VOLATILIDADE
Depois da análise sobre o volume, estuda-se
agora a relação entre a volatilidade e a frequên-
cia de pesquisas no Google. Por se referir à va-
riabilidade do retorno, a volatilidade funciona
como um indicador de risco e é por isso fre-
quentemente lida como um índice reflector de
incerteza. A incerteza pode gerar medo, que na
Psicologia é uma emoção primária despertadora
de atenção, por vezes exageradamente. Nos
mercados financeiros não é diferente. E em am-
bos os casos a procura de informação é uma das
possíveis manifestações dessa atenção. Espera-
se por isso que o Google possua poder explica-
tivo sobre a volatilidade, embora em menor
grau do que o observado no volume, pois esta
não é uma variável directamente observável e
incorpora maior ruído e muitos outros factores
além da atenção do investidor. Replicando a
regressão com dados em painel utilizada para o
volume, o modelo é estimado da seguinte
forma:
(14)
com a representar a volatilidade realizada
sobre a empresa x registada na semana t, uma
constante, a variável dependente desfa-
sada em um período, o retorno da empresa
x na semana t, o retorno do índice Stoxx 50
na semana t, o índice VSTOXX no mes-
mo período e, por último, a designar a
frequência de consultas no Google sobre a em-
presa x na semana t. A regressão inclui ainda
um processo de ruído branco, . O modelo vol-
ta a ser usado em quatro versões: a primeira
sem qualquer variável Google e as restantes
com o GSVI, o lnGSVI e o JSVI, respectiva-
mente. Para aferir se o Google explica parte da
volatilidade e se esse eventual poder explicativo
varia consoante a visibilidade das empresas
constrói-se, a partir da regressão (14), um mo-
delo piecewise com parâmetros idênticos aos
utilizados no estudo sobre o volume.
Deduz-se dos resultados da regressão (14) apre-
sentados no Quadro 5.1. que o Google, enquan-
to fonte de informação, contém poder explicati-
vo sobre a volatilidade das cotadas do Stoxx 50,
ou seja, que parte da informação consultada é
repercutida na variabilidade dos preços. Os da-
dos confirmam que a relação é bastante mais
fraca do que a verificada com o volume e estão
em linha com o trabalho de Dimplf et al. (2012)
e com o argumento de que “in an free arbitrage
economy, the volatility of prices is directly re-
lated to the rate of flow information” (Ross,
1989).
Da análise gráfica patenteada na Figura 5.1.
retiram-se indicações complementares que sus-
tentam esta relação: o aumento da volatilidade
parece estar sobretudo relacionado com leituras
de GSVI superiores a 1, ou seja, com períodos
em que a procura de informação subiu face à
média histórica. Isso significa, aceitando que
“the demand for information is positively rela-
ted to risk aversion” (Vlastikis et al., 2010), que
a frequência de pesquisas no Google pode ser
lida como um reflexo invertido do apetite por
risco dos investidores.
Adicionalmente, os resultados das regressões
piecewise expostos no Quadro 5.2. voltam a
denunciar, embora com um diferencial e uma
robustez mais reduzidos dos que no volume,
que é sobre os últimos quartis que as variáveis
GSVI e lnGSVI manifestam maior poder expli-
cativo em relação à volatilidade.
17 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
6. PREVISIBILIDADE
Ocasional ou intencional, extemporânea ou ra-
cional, a procura de informação no Google tem
duas finalidades possíveis que podem coexistir:
pesquisar para saber ou pesquisar para decidir.
Ambas nascem de um impulso do utilizador,
exigindo por isso consciência sobre o termo
consultado, e em ambas há transferência de in-
formação que, no último caso, motiva, justifica
ou reforça uma decisão. Cronologicamente,
tanto o conhecimento obtido como a decisão
tomada em sua base são sempre posteriores ao
clique da pesquisa. Aplicada a um contexto fi-
nanceiro, esta sequência temporal significa que
as necessidades de informação de um investi-
dor, a serem satisfeitas na Internet, são-no num
momento anterior à concretização de uma or-
dem de compra e/ou de venda. Por serem basea-
dos em dados semanais, diluindo o histórico
diário, os resultados obtidos nas relações entre
os indicadores Google e o volume e a volatili-
dade podem até já reflectir este desfasamento
entre pesquisar e decidir.
Impõe-se assim testar se a frequência passada
das pesquisas no Google explica a evolução
presente do mercado. Para concretizar essa aná-
lise sobre o volume e a volatilidade replica-se
as regressões (13) e (14) com dados em painel,
mas agora com todas as variáveis independen-
tes desfasadas em um período. Por ser o retorno
a ditar o resultado final de um investimento
também se estima uma regressão com dados em
painel para esta variável, na seguinte forma:
(15)
com a representar o retorno da empresa x
na semana t, uma constante, a variável
dependente desfasada em um período, o
retorno do índice Stoxx 50 durante a semana t-
1, a volatilidade realizada sobre a em-
presa x na semana t-1, a cotação do ín-
dice VSTOXX na semana t-1, a varia-
ção do volume da acção x na semana t-1 e
a frequência de consultas no Google
sobre a empresa x na semana t-1. O termo
designa um processo de ruído branco. São
estimadas quatro versões para cada uma das
regressões: a primeira sem variáveis Google e
as restantes com GSVI, lnGSVI e JSVI, respec-
tivamente.
Pela análise preditiva descobre-se que a procura
de informação no Google sobre uma cotada
influencia as variações do volume, da volatili-
dade e também do retorno registados na semana
seguinte. Ou seja, que a frequência passada das
pesquisas poderá servir de previsor sobre a evo-
lução da empresa no mercado. No caso do volu-
me, variável onde é mais nítida a associação
com a notoriedade de uma cotada, observa-se
nos resultados do Quadro 6.1. que o poder ex-
plicativo dos desfasamentos das variáveis Goo-
gle mais do que duplica em relação aos mode-
los contemporâneos. Já os valores dos coefici-
entes das variáveis Google na análise preditiva
sobre a volatilidade são praticamente idênticos
aos verificados na estimação contemporânea
(Quadro 6.2.).
Em relação à rendibilidade, verifica-se pelos
resultados expostos no Quadro 6.3. que um au-
mento (diminuição) das consultas concretizadas
no Google sobre uma empresa contribui para
uma depreciação (apreciação) do valor da acção
na semana seguinte, evidência que contraria a
lógica da IRH e as conclusões do trabalho de
Da et al. (2011). Todavia, os resultados obtidos
por estes autores incidem sobre empresas negli-
genciadas que destoam desta amostra.
O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR : 17
18 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
7. ASSIMETRIA
Comprovado o efeito que a atenção captada
pelo Google tem sobre as variáveis financeiras,
importa avaliar o grau de assimetria dessa rela-
ção. Intuitivamente, percebe-se que a atenção
funciona como uma medida indirecta da activi-
dade do investidor: hibernação significa inacção
e atenção ilustra, no mínimo, maior disposição
para agir. Ainda assim não se diferenciou até
agora o efeito do Google numa e noutra situa-
ção.
As análises contemporânea e preditiva valida-
ram a hipótese de que a frequência de pesquisas
no Google, ao reflectir o grau de atenção do
investidor, comporta poder explicativo sobre a
evolução de uma empresa no mercado. No en-
tanto, nenhum dos modelos permitiu avaliar o
nível de assimetria dessa relação, isto é, se esse
poder é mais robusto durante os picos ou duran-
te os fossos de atenção ou se, pelo contrário,
responde de forma relativamente análoga em
ambas as situações. Por se desconhecer com
exactidão os despertadores da atenção do inves-
tidor, nomeadamente o peso das boas e das más
notícias, usa-se o volume absoluto para aferir se
o poder explicativo do Google é assimétrico
num modelo definido por:
(16)
com a representar as variações em mó-
dulo do número de acções da empresa x negoci-
adas na semana t e o retorno absoluto
da cotada x durante a semana t. Os regressores
e são as variáveis indepen-
dentes de maior interesse e designam, respecti-
vamente, um aumento e uma diminuição na
atenção do investidor em relação à empresa x
captados a partir da frequência de pesquisas na
semana t. Toda a diferença entre e
significa portanto assimetria.
Usando a volatilidade realizada como variável
dependente, o modelo torna-se no seguinte:
(17)
Para avaliar a existência de assimetria na previ-
sibilidade recalcula-se as regressões (16) e (17)
mas agora com todas as variáveis independen-
tes desfasadas em um período. Adicionalmente,
recupera-se o modelo (15) para a rendibilidade,
substituindo apenas o último regressor pelas
variáveis e , ficando:
(18)
Todos os modelos incluem um processo de
ruído branco, . São estimadas quatro versões
para cada um dos modelos: na primeira inclui-
se os indicadores GSVIp e GSVIn, na segunda
o logaritmo natural dessas duas variáveis, na
terceira utiliza-se o JSVIp e o JSVIn, e na últi-
ma versão os seus logaritmos naturais.
A análise de assimetria prova que o efeito dos
indicadores Google sobre as variáveis financei-
ras não é linear. Observa-se nos resultados do
Quadro 7.1. que a pressão negativa sobre o vo-
lume associada a um decréscimo na frequência
de pesquisas é muito mais intensa do que no
processo contrário. Em linha com resultados
anteriores, o Quadro 7.2. reitera que o poder
explicativo do Google sobre a volatilidade é
19 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
pouco significativo tanto nos picos como nos
fossos de atenção.
Já o modelo estimado para o retorno, exposto
no Quadro 7.3., sugere que um aumento da pro-
cura de informação no Google tem um efeito
negativo sobre o preço da acção mas que o in-
verso não se verifica. Para tal poderá estar a
contribuir o período alvo de análise - que inclui
as depressões originadas pela crise do subprime
e pelo início da crise europeia das dívidas sobe-
ranas -, e também a amostra escolhida, constitu-
ída em um terço por cotadas financeiras, um
sector tipicamente cíclico.
8. PESQUISAR PARA DECIDIR
Uma questão que tem ocupado a literatura é a
de saber quem está por detrás dos indicadores
de atenção do Google, com Da et al. (2011) e
Bank et al. (2011) a alegar que a frequência de
pesquisas capta sobretudo a atenção dos investi-
dores particulares, até porque: “Intuitively, peo-
ple who search financial information related to
a stock in Google are more likely to be individ-
ual or retail investors since institutional inves-
tors have access to more sophisticated infor-
mation services such as Reuters or Bloomberg
terminals” (Da et al., 2011). É por isso especial-
mente relevante se ter encontrado evidência de
que as variáveis Google influenciam positiva-
mente o volume. Isto porque num índice de
referência como o Stoxx 50 não é crível que os
investidores particulares possuam poder nem
dimensão para impor variações no volume. Daí
não se pode contudo validar o Google como
descritor da atenção dos institucionais a fortiori;
mas deve-se pelo menos inferir que o fluxo de
informação formador do GSVI é relevante para
o mercado e não é portanto alheio aos investi-
dores mais sofisticados, nomeadamente em
semanas de maior agitação.
Paralelamente, e embora seja impossível de-
compor a variável GSVI consoante o tipo de
investidor que a origina, detecta-se vários sinais
de que a frequência de pesquisas capta sobretu-
do a atenção dos investidores particulares. Des-
de logo na evidência de que o passado recente
das pesquisas é melhor descritor que o seu pre-
sente no que ao volume diz respeito, pela força
dos coeficientes das regressões do modelo pre-
ditivo e pela maior robustez dos R2. É que se é
duvidoso que os institucionais utilizem o Goo-
gle como fonte privilegiada de informação, é
menos crível ainda que, a fazê-lo, demorassem
uma semana a repercutir a informação em ajus-
tes de carteira, sobretudo num índice de refe-
rência como o Stoxx 50.
No desenho da microestrutura do mercado a
literatura aponta três fontes primordiais de li-
quidez: diminuição dos custos de transacção
(Stoll e Whaley, 1983), minoração do risco de
inventário dos market makers (Garman, 1978) e
redução dos custos de assimetria de informação
(Glosten e Milgrom, 1985). Não se compreen-
dendo como poderia o Google estar relacionado
com os dois primeiros factores atribui-se a sua
influência indirecta sobre a liquidez ao minguar
dos custos de assimetria de informação, tal co-
mo fez Bank et al. (2011).
O domínio dos institucionais face aos investido-
res menos sofisticados também poderá justificar
o fraco poder explicativo das variáveis Google
sobre a volatilidade. De facto, olhando para as
fontes clássicas de volatilidade que têm sido
consensualizadas na literatura10 é difícil perce-
ber como poderia o comportamento dos investi-
dores particulares explicar de forma significati-
va a variabilidade dos preços num índice como
o Stoxx 50. Ainda assim, a relação positiva en-
tre a frequência de pesquisas e a volatilidade
vai no sentido de que “anything that changes
O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR : 19
10- Entre as fontes clássicas de volatilidade constam: risco político (Mei, 1999), liquidez (Domowitz, Glen e Madhavan, 2002) e vencimento de instrumentos derivados (Feinstein e Goetzmann, 1988).
20 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
the amount or character of noise trading will
change the volatility of price” (Black, 1996). Os
resultados sugerem portanto que a entrada do
retalho no mercado acrescenta-lhe volatilidade,
tal como concluíram Dimpfl et al. (2012).
Na base da relação negativa observada entre
notoriedade e retorno, que contraria a lógia da
IRH e as conclusões de Da et al. (2011), tam-
bém poderá estar esse ofuscamento imposto
pela influência dos institucionais sobre os parti-
culares, que serão os principais condutores do
GSVI. De qualquer forma a hipótese lançada
por Barber et al. (2008) neste campo é insufici-
ente. Os autores argumentam que quanto maior
(menor) a notoriedade de uma cotada, maior
(menor) será a probabilidade de entrar no radar
de atenção de cada investidor e assim integrar a
sua carteira, o que, a verificar-se, gerará pressão
compradora. Ignoram contudo que há notorie-
dade positiva e notoriedade negativa e que am-
bas são passíveis de influenciar a evolução de
uma acção. Os casos da British Petroleum,
Lehman e Dubai World expostos na Introdução
são três exemplos disso mesmo.
9. CONCLUSÃO
Na última década a Internet tornou-se numa
fonte privilegiada de procura de informação
para consumidores e num meio preferencial de
comunicação para empresas, Governos e regu-
ladores. Nesse fluxo de informação os motores
de busca como o Google cumprem uma função
fundamental, orientando cada utilizador para o
conteúdo pretendido com base no termo pesqui-
sado. O volume dessas consultas pode por isso
reflectir o grau de atenção de um investidor em
relação a uma cotada e assim afectar o seu valor
de mercado à luz da IRH (Merton, 1987). Sob
essa premissa analisa-se o efeito da frequência
de pesquisas no Google sobre 36 empresas do
Stoxx 50 no volume, volatilidade e retorno de
cada cotada entre Janeiro de 2004 e Junho de
vador da amostra – o Stoxx 50 nunca fora alvo
de análise semelhante -, a investigação produziu
resultados até agora desconhecidos na literatu-
ra, sobretudo ao nível da não linearidade na
relação entre a procura de informação na Inter-
net e o comportamento de uma cotada.
Nos modelos econométricos encontra-se evi-
dência de que um aumento da procura de infor-
mação no Google sobre uma empresa tem um
efeito contemporâneo positivo sobre o volume e
a volatilidade. O efeito mantém-se nos modelos
preditivos onde também se demonstra que um
aumento da frequência de pesquisas no Google
está associado a menor rendibilidade na semana
seguinte. Infere-se contudo em todos os casos
que se trata de uma relação não linear. Um fra-
quejar dos níveis de atenção não conduz a me-
nor volatilidade nem a maior rendibilidade e
tem um impacte negativo muito mais intenso
sobre a liquidez que o efeito contrário. Além
disso, no caso do volume a resposta na semana
em que se realizam as consultas no Google é
mais fraca do que o efeito registado na semana
seguinte, um sinal da presença de investidores
menos sofisticados.
Ao longo da investigação detectaram-se repeti-
das evidências de que por detrás das pesquisas
concretizadas no Google estão sobretudo inves-
tidores particulares, tal como aclamaram Da et
al. (2011) e Bank et al. (2011). Nesse quadro
atribui-se o efeito positivo sobre o volume à
redução de custos de assimetria de informação,
o impacte positivo sobre a volatilidade ao noise
trading e a resposta negativa da rendibilidade,
que destoa dos trabalhos de Barber et al. (2008)
e de Da et al. (2011), a um ofuscamento dos
investidores particulares derivado do domínio
21 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
dos institucionais num índice de referência
como o Stoxx 50.
As conclusões supracitadas contribuem para
várias frentes da investigação em Economia e
Finanças: revelam que a atenção, enquanto ca-
pacidade cognitiva, é um recurso escasso e uma
condição para decidir; demonstram que o grau
de atenção do investidor sobre uma cotada in-
fluencia a sua liquidez, volatilidade e rendibili-
dade de forma assimétrica; sustentam que os
investidores particulares actuam em desvanta-
gem face aos institucionais; contrariam os mo-
delos que reclamam a incorporação imediata no
mercado de toda a informação disponível; e
sinalizam a potencialidade da Internet como
reflexo do sentimento dos consumidores e da
atenção dos investidores.
Adicionalmente, este trabalho providencia no-
vos dados sobre o comportamento de pequenos
investidores e de como a recolha de informação
na Internet é relevante na sua tomada de deci-
são de investimento. As conclusões da investi-
gação são por isso relevantes para os regulado-
res com deveres de supervisão da informação
das cotadas e da protecção de pequenos investi-
dores e sugerem que têm de estar também aten-
tos à informação divulgada na Internet, pois
esta é relevante para a tomada de decisão do
investidor.
O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR : 21
22 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
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O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR : 23
24 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
Quadro 3.1. Amostra
Descrição das empresas analisadas pelo nome, país sede, sector de actividade
e termo de pesquisa considerado.
Empresa País sede Sector Termo pesquisado
1 AIR LIQUIDE SA França Materiais básicos "Air Liquide"
2 ALLIANZ SE-REG Alemanha Financeiro "Allianz"
3 AXA SA França Financeiro "AXA"
4 BANCO SANTANDER SA Espanha Financeiro "Santander"
5 BASF SE Alemanha Materiais básicos "Basf"
6 BAYER AG-REG Alemanha Materiais básicos "Bayer"
7 BANCO BILBAO VIZCAYA ARGENTARIA Espanha Financeiro "BBVA"
8 BNP PARIBAS França Financeiro "BNP Paribas"
9 CARREFOUR SA França Bens de consumo não cíclicos "Carrefour"
10 DAIMLER AG-REGISTERED SHARES Alemanha Bens de consumo cíclicos "Daimler"
11 DANONE França Bens de consumo não cíclicos "Danone"
12 DEUTSCHE BANK AG-REGISTERED Alemanha Financeiro "Deutsche Bank"
13 DEUTSCHE TELEKOM AG-REG Alemanha Telecomunicações "Deutsche Telekom"
14 E.ON AG Alemanha Financeiro "EON"
15 ENEL SPA Itália Utilities "Enel"
16 ENI SPA Itália Energia "ENI"
17 FRANCE TELECOM SA França Telecomunicações "France Telecom"
18 ASSICURAZIONI GENERALI Itália Financeiro "Generali"
19 IBERDROLA SA Espanha Utilities "Iberdrola"
20 ING GROEP NV-CVA Holanda Financeiro "ING"
21 KONINKLIJKE PHILIPS ELECTRON Holanda Industrial "Philips"
22 L'OREAL França Bens de consumo não cíclicos "L´Oreal"
23 LVMH MOET HENNESSY LOUIS VUITTON França Diversified "LVMH"
24 NOKIA OYJ Finlândia Telecomunicações "Nokia"
25 REPSOL YPF SA Espanha Energia "Repsol"
26 RWE AG Alemanha Utilities "RWE"
27 COMPAGNIE DE SAINT-GOBAIN França Industrial "Saint-Gobain"
28 SANOFI França Bens de consumo não cíclicos "Sanofi"
29 SIEMENS AG-REG Alemanha Industrial "Siemens"
30 SOCIETE GENERALE França Financeiro "Societe Generale"
31 TELECOM ITALIA SPA Itália Telecomunicações "Telecom Italia"
32 TELEFONICA SA Espanha Telecomunicações "Telefonica"
33 TOTAL SA França Energia "Total"
34 UNICREDIT SPA Itália Financeiro "Unicredit"
35 UNILEVER NV-CVA Holanda Bens de consumo não cíclicos "Unilever"
36 VIVENDI França Telecomunicações "Vivendi"
25 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR : 25
Quadro 4.1. Modelo contemporâneo para o volume
Regressão com dados em painel para avaliar o efeito da frequência de pesquisas no Google
sobre as variações logarítmicas do volume, a variável dependente. Os símbolos *, ** e *** denotam
níveis de significância de 10%, 5% e 1%, respectivamente.
26 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
Quadro 4.2. Modelo piecewise para o volume
Regressão com dados em painel para avaliar o efeito da frequência de pesquisas no Google sobre as variações
logarítmicas do volume, a variável dependente. Divide-se as cotadas em quartis consoante a sua notoriedade.
O primeiro quartil reúne as cotadas de maior visibilidade (colunas 1, 5, 9 e 13) e o último as de menor
(colunas 4, 8, 12 e 16). Os símbolos *, ** e *** denotam níveis de significância de 10%, 5% e 1%,
respectivamente.
27 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR : 27
28 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
Quadro 5.1. Modelo contemporâneo para a volatilidade
Regressão com dados em painel para avaliar o efeito da frequência de pesquisas no Google
sobre a volatilidade realizada, a variável dependente. Os símbolos *, ** e *** denotam níveis
de significância de 10%, 5% e 1%, respectivamente.
29 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR : 29
Quadro 5.2. Modelo piecewise para a volatilidade
Regressão com dados em painel para avaliar o efeito da frequência de pesquisas no Google
sobre a volatilidade realizada, a variável dependente. Divide-se as cotadas em quartis
consoante a sua notoriedade. O primeiro quartil reúne as cotadas de maior visibilidade
(colunas 1, 5, 9 e 13) e o último as de menor (colunas 4, 8, 12 e 16). Os símbolos *, ** e *** denotam
níveis de significância de 10%, 5% e 1%, respectivamente.
30 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
Figura 5.1. Relação entre volatilidade e GSVI
Demonstração gráfica da relação entre a volatilidade realizada e a frequência normal
de pesquisas no Google (GSVI) em toda a amostra.
31 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR : 31
Quadro 6.1. Modelo preditivo para o volume
Regressão com dados em painel para avaliar o efeito da frequência de pesquisas no Google
sobre as variações logarítmicas do volume, a variável dependente, na semana seguinte.
Os símbolos *, ** e *** denotam níveis de significância de 10%, 5% e 1%, respectivamente.
32 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
Quadro 6.2. Modelo preditivo para a volatilidade
Regressão com dados em painel para avaliar o efeito da frequência de pesquisas no Google
sobre a volatilidade realizada, a variável dependente, na semana seguinte. Os símbolos *, ** e ***
denotam níveis de significância de 10%, 5% e 1%, respectivamente.
33 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR : 33
Quadro 6.3. Modelo preditivo para a rendibilidade
Regressão com dados em painel para avaliar o efeito da frequência de pesquisas no Google
sobre a rendibilidade, a variável dependente, na semana seguinte. Os símbolos *, ** e ***
denotam níveis de significância de 10%, 5% e 1%, respectivamente.
34 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
Quadro 7.1. Modelo preditivo para o volume absoluto com assimetria
Regressão com dados em painel para avaliar efeitos não lineares da frequência de pesquisas no Google
sobre o volume absoluto, a variável dependente, na semana seguinte. Os símbolos *, ** e ***
denotam níveis de significância de 10%, 5% e 1%, respectivamente.
35 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
O GOOGLE COMO BARÓMETRO DA ATENÇÃO DO INVESTIDOR : 35
7.2. Modelo preditivo para a volatilidade com assimetria
Regressão com dados em painel para avaliar efeitos não lineares da frequência de pesquisas no Google
sobre a volatilidade realizada, a variável dependente, na semana seguinte. Os símbolos *, ** e ***
denotam níveis de significância de 10%, 5% e 1%, respectivamente.
36 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
Quadro 7.3. Modelo preditivo para a rendibilidade com assimetria
Regressão com dados em painel para avaliar efeitos não lineares da frequência de pesquisas no Google
sobre a rendibilidade, a variável dependente, na semana seguinte. Os símbolos *, ** e ***
denotam níveis de significância de 10%, 5% e 1%, respectivamente.
37 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
In the past several years, the importance of
credit derivative markets has been growing rap-
idly. The single most important instrument in
this market is the credit default swap (CDS). A
CDS is a bilateral agreement to exchange the
credit risk of a reference entity. In this agree-
ment, one party (the protection buyer) pays a
periodic fee (CDS premium) to another party
(the protection seller) in exchange for compen-
sation in case of a credit event (bankruptcy,
failure to pay, default, restructuring, repudiation
or moratorium, among others) of a given refer-
ence entity. In theory, this CDS premium is ex-
pected to reflect the perceived credit risk of the
reference entity in a pure way.
Therefore, these CDS contracts provides a new
way to measure the size of the default compo-
nent in corporate spreads and many authors ar-
gue that an arbitrage relationship exists between
CDS prices and corporate yield spreads for a
given reference entity, as first discussed by
Duffie (1999)1 and then pointed out by Blanco,
Brennan et al. (2005) in their empirical analysis
of the dynamic relations between bonds and
CDS markets.
Blanco, Brennan et al. (2005) argue that if an
investor buys a T year par bond with yield to
maturity y and at the same time buys credit pro-
tection in CDS market on the same reference
entity for T years at a cost of pCDS (annually),
she has eliminated most of the default risk asso-
ciated with the bond at an annual return of y -
pCDS. By arbitrage, this net return should be ap-
proximately equal to the T year risk free rate, x.
COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK
VLADIMIR FONSECA
* E RAQUEL M. GASPAR**
ABSTRACT
In this study we analyse the equivalence between credit default swap (CDS) spreads and corporate
bond yield spreads from March 2007 to March 2011 for the reference entity France Telecom. We
find evidence of cointegration between the two markets in the 3-year and 5-year maturities and that
CDS prices tends to lead corporate yield spreads in all analysed maturities. We find support for
significant effects of counterparty and funding risks in the basis, measured as the difference between
CDS and corporate yield spreads, with negative impact, and that liquidity also matters in this context.
* Advance Research Center, ISEG, Technical University of Lisbon. Rua Miguel Lupi 20, 1249-078 Lisboa, Portugal. Email: [email protected].
** Corresponding author. Advance Research Center, ISEG, Technical University of Lisbon. Rua Miguel Lupi 20, 1249-078 Lisboa, Portugal. E-mail: [email protected]. Financial support of FCT under grant UTA_CMU/MAT/0006/2009 and PEst-OE/EGE/
UI4027/2011 is gratefully acknowledged.
1- Duffie (1999) has demonstrated that the CDS price should be equal to the spread between a par risky floating rate note over a risk free
floating rate note.
38 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
For example, if y - pCDS is less than x, then
shorting the bond, selling protection in CDS
market and buying the risk free instrument
would be a profitable arbitrage opportunity2.
In this context, an equilibrium theoretical con-
dition is expected to hold in the long run be-
tween the corporate yield spreads and the CDS
prices, even though, significant deviations are
documented in many empirical studies, espe-
cially in the short term. Why this basis, between
CDS prices and corporate yield spreads, devi-
ates from zero? If in one hand, a liquidity pre-
mium may be included in the corporate yield
spreads, driving this basis negative, in the other
hand, other factors affecting the CDS premium
also contribute to obscure this relationship,
namely the counterparty risk (as CDS are OTC
products, this risk tend to lower the CDS premi-
um because protection buyers face greater un-
certainty in receiving the asset value should the
default occur, and therefore are only willing to
pay a lower premium as argued by De Wit
(2006)) and the liquidity risk of the CDS itself,
which would tend to turn the basis positive.
The notion that liquidity is priced in corporate
yield spreads started with Amihud and Mendel-
son (1986). They studied the effect of bid-ask
spreads in asset pricing and returns. Among
other relevant articles, Ericsson and Renault
(2006) provides a comprehensive insight on the
impact of the liquidity risk in the corporate
yield spreads, developing a structural model
that simultaneously captures liquidity and credit
risk. This study documents positive correlation
between illiquidity and default component and
supports a downward-sloping term structure for
liquidity spreads. Chen, Lesmond et al. (2007)
provides an extensive analysis on how “more
illiquid bonds earn higher yield spreads” using
several liquidity measures and covering more
than 4,000 corporate bonds, over different cate-
gories.
The recent financial crisis has stressed out the
importance of the liquidity risk in the financial
markets. In this period, the CDS premium has
experienced a tremendous increase, as much as
many studies documented the basis (between
CDS and corporate yield spreads) to be strongly
negative. This fact sparked new questions about
the possibility of CDS prices to include signifi-
cant risks other than credit risk, namely the
counterparty and CDS own liquidity as stated
before, not pricing correctly the reference entity
default risk, which also has increased tremen-
dously in this period with great impact in the
corporate bond yields.
In this context, the present study proposes, un-
der the non-arbitrage condition above dis-
cussed, an empirical assessment in to what ex-
tend the equilibrium between the CDS prices
and the corporate yield spreads has hold in the
last few years and what were the determinants
of the basis spread changes for the reference
entity France Telecom, including the role of
counterparty and liquidity risk.
The reminder of this text is organized as fol-
lows. Section 1 defines the main concepts and
discusses the general theoretical approach and
main estimation methods to be applied in the
empirical analysis developed later on. Section 2
presents the case study of France Telecom in
order to provide more details on the conceptual
framework, including a cointegration analysis,
the lead-lag relationship between CDS and
bond markets and a regression analysis on the
determinants of the basis spread changes with
proxies for counterparty risk, liquidity risk and
2- Likewise, the same authors explain that, if y - pCDS is more than x, buying the bond, buying protection in CDS market and shorting the risk free instrument would then be profitable.
39 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
other market conditions. Section 3 contains
concluding remarks. This article is the first part
of this study. Part II, not included in this text,
extends this approach to a set of investment
graded firms in the Eurozone.
I. CONCEPTUAL FRAMEWORK
At this point, it is useful to clarify some of the
concepts and terminology that will be used
throughout this text. The CDS premium (or
sometimes referred to as CDS price, or CDS
spread, or just CDS) is the premium paid by the
protection buyer to the protection seller, quoted
in basis points per annum (usually paid quarter-
ly) and it is a very straightforward measure that
tends to reflect the credit risk of a given refer-
ence entity.
However, different concepts of corporate yield
spreads exist, depending on the riskless bench-
mark choice and the calculation procedures. For
the purpose of this study, the term bond spread
will be used to denote the difference between
the yield on a corporate bond and the yield on a
riskless bond with identical promised cash
flows, as defined in Longstaff, Mithal et al.
(2005), with the riskless benchmark being the
European Central Bank (ECB) spot yield
curve3.
A second approach to the corporate yield spread
will also be used as alternative to the bond
spread above defined, as many authors, includ-
ing Blanco, Brennan et al. (2005), now argue
that government bonds are no longer the ideal
proxy for the risk free rate, naming factors like
taxation treatment, repo specialness, scarcity
premium, impacting its behaviour. Also,
Longstaff, Mithal et al. (2005) use three differ-
ent alternatives of risk-free rate to generate their
riskless discount function in order to robust
check their findings.
Therefore an alternative proxy of the risk-free
rate, very much used nowadays, is the interest
rate swap curve, although some may argue that
swaps contain a credit premium because there is
some counterparty risk. The differential be-
tween the yield on a corporate bond and the
interpolated swap rates4 is called i-spread and
will be used as an alternative measure of corpo-
rate yield spread and be denoted as i-spread.
Both spread measures above will be expressed
in basis points per annum, in order to compare
with the CDS spread, originating two more
measures: the CDS-bond basis, as the differ-
ence between the CDS spread and the bond
spread (using government bonds as the bench-
mark) and the CDS-i-spread basis as the differ-
ential between the CDS spread and the i-spread
(using the swap curve as the benchmark).
With the purpose to access (1) the equilibrium
condition between the CDS prices and the cor-
porate yield spreads and (2) the determinants of
the basis spread changes, and considering that
the data to be processed will consist in time
series observations for each variable, it is nec-
essary to evaluate and select an appropriate esti-
mation method.
The first approach would be to use a standard
ordinary least square (OLS) method to estimate
a regression model with selected explanatory
variables but, since the use of non stationary
variables can lead to a spurious regression, the
evaluation of that condition and the estimation
model to be applied will have to take this into
3- This (spot) yield curve is estimated from a sample of “AAA-rated” euro area central government bonds, using the Svensson model. The selection criteria and additional information are available in the ECB website.
4- In this case euro vs. euribor (one year) interest rate swap.
COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK : 39
40 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
consideration.
A stationary series can be defined as one with a
constant mean, constant variance and constant
autocovariances for each given lag, Brooks
(2008). For a stationary series, the “shocks”
will gradually die away and the series will cross
its mean value frequently. In a non stationary
series, shocks to the system will persist in time
and the series can drift long time away form
their mean, which they cross rarely.
A standard way to cope with this problem (of
regressing non stationary variables) is to differ-
entiate the series instead of using the levels. If a
non stationary series have to be differentiated
one time before becoming stationary it is said to
contain one unit root, or to be integrated of or-
der one, I(1). If it has to be differentiated d
times before it becomes stationary, it is said to
be integrated of order d, I(d).
Still according to Brooks (2008), most financial
time series contains one unit root, so testing this
hypotheses will be the first step before any esti-
mation procedure5. For the purpose of this
study, and among others available methods, the
augmented Dickey-Fuller test6 (ADF test) will
be used for unit root testing and, in other to test
the robustness of the results, the KPSS7 test,
Kwiatkowski, Phillips et al. (1992), will be per-
formed, following the confirmatory data analy-
sis proposed in Brooks (2008).
In order to evaluate the equilibrium condition
between CDS and bond markets, an error cor-
rection model will be used. Considering that
pure first difference models have no long term
solution8, error correction models (or equilibri-
um correction models) can overcome the non
stationarity issue by combining first differences
and lagged levels of cointegrated9 variables.
These models are in the base of the modelling
strategy called the Engle-Granger 2-step meth-
od, in which, using a residual based approach,
in the first step, a cointegrating equation is esti-
mated.
If a cointegrating relationship is found in step 1,
the appropriate modelling strategy in this
framework is to use this stationary linear com-
bination of the variables in hand in a general
equilibrium model for the analysis. If not, the
appropriate strategy for econometric modelling
would be than to use first differences specifica-
tions only. This strategy will be detailed in the
next section case study of France Telecom to
analyse cointegration and lead-lag relationship
between CDS and bond markets.
5- This is an important issue as differentiating more than necessary to achieve stationarity will introduce an MA (moving average) structure to the errors, and not differentiating enough times will still lead to a non stationary series, both undesirable situations.
6- Developed by Fuller (1976) and Dickey and Fuller (1979), this test has unit root under the null hypothesis.
7- Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test. This test is known as a stationarity test as the null hypothesis in this case is stationarity.
8- As pointed out in Brooks (2008) , if we consider two series yt and xt, both I(1), the model one may consider estimating is yt = xt + t.
For the model to have a long run solution, the variables must converge to some long term value and so, no longer changing, meaning yt = yt
-1 = y and xt = xt-1 = x, i.e. y = 0 and x = 0, cancelling everything in the equation. Therefore this model has little to say about any equilibrium condition between yt and xt.
9- In most cases, the linear combination of two I(1) variables will also be I(1). Even so, sometimes, some series are non stationary but tend
to move together in time, like they are bound by some kind of long term relationship, despite some short term deviations. In this case there is a linear combination of these (two) I(1) variables that is stationary. If that is the case, the variables are said to be cointegrated. A general
definition of cointegration is detailed in Engle and Granger (1987).
41 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
II. METHODOLOGY ILLUSTRATION:
FRANCE TELECOM CASE STUDY
In order to address the investigation problem in
hand, it is useful to illustrate the above dis-
cussed methodology via a case study, France
Telecom, during the period from 2007, i.e. be-
fore the 2008 financial crisis, to the present
(March 2011). This timeframe comprises both
pre-crisis and post-crisis scenarios, as well as
the great financial markets turmoil period of
2008.
A. THE BASIS
The CDS data consists of daily mid, bid and ask
quotations for credit default swaps on senior
France Telecom debt, with maturities of 3, 5, 7
and 10 years, obtained from a Bloomberg finan-
cial terminal covering the period from March
2007 to March 2011. Figure 1 plots the evolu-
tion of the CDS spreads over the analysis peri-
od. As shown, the premium increases with the
maturity most of the time, as expected, and an
enormous enlargement occurred during the
2008 crisis period from around 20 basis points
in the 5 year tenor to more than 100 basis
points. The after crisis period, in 2009, is char-
acterized by a steady upward trend in all matur-
ities, except for the 3 year tenor, after the de-
crease from the extremely high 2008 values.
Since all the CDS in the sample have constant
maturities, the problem now is to find the ap-
propriate corporate spread measure to compare
with. While it is not possible to always find a
bond with an exact maturity to match with the
CDS premium, and then compare the spreads, it
is necessary to find an appropriate approach to
this maturity matching problem. Many ap-
proaches are available in the related literature,
including Gaspar and Pereira (2010), but in this
regard, a quite robust one is presented in
Longstaff, Mithal et al. (2005). Rather then fo-
cusing in a specific bond to compute the corpo-
rate yield spread, those authors prefer to apply a
disjoint method, in which they propose to select
a basket of bonds with maturities that bracket
the desired horizon (5 year in their case) to
compute the corporate yield spread.
COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK : 41
Figure 1 - Time series plot of France Telecom CDS premium mid quotations
at 3, 5, 7 and 10 years maturity
42 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
To compute the corporate yield spread, they use
the following procedure: for each bond in the
basket set, they solve for the yield on a riskless
bond with the same maturity and coupon rate,
using three different riskless benchmark curves.
Subtracting this riskless yield to the respective
corporate bond yield, they find the yield spread
for that particular bond. To obtain the desired 5-
year maturity, they regress the yield spreads
obtained for each bond in the basket set on their
maturity and use fitted value at 5-year as the
estimate for the corporate yield spread. They
also present in the appendix B of their paper a
very useful list of criteria for the bonds selec-
tion process.
Following this procedure, a set of eight bonds
were selected for the France Telecom case
study, with maturities ranging from less than 3-
years to 25-years, to cover all maturities in
analysis and with a “term structure” the most
homogeneous as possible. The bond selection
criteria included only large issued senior debt,
denominated in euro and with fixed coupon
rate.
Table 1 - Basket of France Telecom bonds for the corporate yield spread calculation
ISIN Code Name Issue Date Maturity Coupon
FR0000471476 FRTEL 7 12/09 23-12-2002 23-12-2009 7,00%
FR0010245548 FRTEL 3 10/10 14-10-2005 14-10-2010 3,00%
FR0010038984 FRTEL 4-5/8 01/12 23-01-2004 23-01-2012 4,63%
FR0000471948 FRTEL 7-1/4 01/13 28-01-2003 28-01-2013 7,25%
XS0365092872 FRTEL 5-1/4 05/14 22-05-2008 22-05-2014 5,25%
XS0286705321 FRTEL 4-3/4 02/17 21-02-2007 21-02-2017 4,75%
XS0500397905 FRTEL 3-7/8 04/20 09-04-2010 09-04-2020 3,88%
FR0000471930 FRTEL 8-1/8 01/33 28-01-2003 28-01-2033 8,13%
As above stated, two alternative corporate yield
spread measures will be used in this study. The
bond spread, with the riskless benchmark being
the ECB spot yield curve, and the i-spread, that
uses the interest rate swap curve as benchmark.
Three sets of data are required at this point:
bond data, ECB yield curve data and swap
curve rates.
Full description of the bonds, including ISIN
code, name, coupon rate, maturity, rating and
daily series of bid, ask and mid quotations for
prices and yields to maturity were obtained
from a Bloomberg financial terminal covering
the period in analysis.
The ECB yield curve is based in the Svensson
model and the spot rate, z, for any desired
maturity can be obtained using the following
equation:
2
2
1
11
2
3
1
2
1
10
111)(
TTMTTM
TTMTTMTTM
eTTM
ee
TTM
e
TTM
eTTMz
(1)
43 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Where TTM is the term to maturity and i and
i are the model parameters to be estimated. The
ECB provides daily series for the parameters
above, so daily discount factors for our riskless
bond with the same maturity and coupon rate
can be computed. In this case, for each bond in
the basket set and in a daily basis, an identical
bond with the same promised cash flows was
considered and each cash flow was discounted
at its own riskless rate to obtain the riskless
yield for that particular bond.
For the alternative measure, i-spread, the differ-
ence between the yield to maturity of each bond
in the basket set and the interpolated swap rate
was computed. Table 2 details the calculations
for the first bond of France Telecom case study
in reference to the 20th of March 2007 (the first
day of the analysis period).
COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK : 43
Table 2 - Bond spread and credit spread computation procedure
This table reports the computation procedure for bond spread and i-spread measures for the bond
FR0000471476 FRTEL 7 12/09. For each day in the sample, the 20th of March 2007 in this example, the
Svensson model parameters for the AAA-rated eurozone government bonds yield curve were retrieved from
the ECB in order to compute the discount factors to apply to the promised cash flows of an equivalent bond and
to determine its theoretical risk free price and then its yield (yRF, that was 3,93% in this case). The SWAP inter-
est rates were downloaded from Bloomberg financial terminal, and interpolated for the maturity of the bond in
analysis in the 20th of March 2007, 2,76 years. The spreads were computed as the respective differences in
basis points to the bond yield to maturity in that date, 4,36%.
44 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
The above procedure was repeated for the re-
maining bonds in the basket set and for the peri-
od in analysis. Figure 2 pictures the evolution
of the riskless yield obtained for each bond in
the set. As expected the riskless bonds with
high maturity presented higher yields during
most of the period, especially after the 2008
period. It is remarkable the flattening of the
yields that has occurred in June 2008, few
months before the Lehman Brothers collapse
and great turmoil in financial markets. The
short term interest rates were very high at that
point.
This flattening effect, not as narrow as in the
riskless yield curves, has occurred in the bond
yields mostly in October 2008, just after the
Lehman Brothers collapse in September. At this
point, after some intervention of the authorities
lowering the short term interest rates, the shape
of the yield curves began to normalize.
Figure 2 - Computed yields on equivalent riskless bonds
The pre-crisis period was characterized by the flattening of the yield curve, namely in June 2008.
Following Longstaff, Mithal et al. (2005) pro-
cedure, Figure 3 presents the corporate yield
spread over ECB spot yield curve obtained for
each France Telecom bond in the set for the
period in analysis. These spreads contained the
desired maturities of the CDS.
45 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK : 45
The next step was to regress them on their ma-
turities in order to obtain four time series to
compare with the CDS series on the selected
maturities of 3-years, 5-years 7-years and 10-
years. Figure 4 (top) presents the obtained re-
sults. An equivalent procedure was followed for
the i-spread. After interpolating the swap rates
for each bond in the basket set and obtained the
respective i-spread series, the adjusted curve for
the desired maturities were obtained by regres-
sion, as also presented in Figure 4 (bottom).
Figure 3 - Individual bond spreads (ECB yield curve as benchmark)
for each France Telecom selected bonds, from March 2007 to March 2011.
Figure 4 - Corporate spread measures, bond spread on top and i-spread bellow,
for France Telecom from March 2007 to March 2011
46 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
The basis, which is the difference between the
CDS premium (from Figure 1) and corporate
spreads (from Figure 4) are presented in Figure
5.
Figure 5 - Corporate basis measures, CDS-Bond basis on top and CDS-i-Spread basis bellow,
for France Telecom from March 2007 to March 2011
47 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK : 47
Figure 5 reports the CDS-bond basis essentially
negative during the analysis period with a mas-
sive decrease in the post Lehman Brothers crisis
period. The CDS-i-spread basis exhibited a sim-
ilar evolution pattern and a consistent average
of 30 basis point in addition to the CDS-bond
basis. This difference is related to the use of
different risk-free rate proxies, as above dis-
cussed, and may include, among others, factors
like liquidity differences between bonds and
swap markets, taxation treatment or repo spe-
cialness.
It is possible then to split the analysis period in
four, a pre crisis period in 2007 (up to the end
of the year), a crisis period before Lehman
Brothers collapse and another after this event in
September 2008 and a post crisis period with
the markets recovery that began in March 2009.
48 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Table 3 - Descriptive Statistics
49 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK : 49
Table 3 presents descriptive statistics for the
above discussed variables obtained for France
Telecom. In the period I, the CDS premium and
the bond spreads were relatively low and the
basis measures were at their equilibrium point.
The CDS-i-spread basis was near zero, suggest-
ing that the theoretical non arbitrage condition
was holding relatively well during this period.
The CDS-bond basis was 30bp negative, but
this difference may be related to liquidity and
other factors as above discussed.
Table 3 (continued)
50 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
The period II saw a large increase of the CDS
premium, leading to what would be the tenden-
cy later on for the corporate spread measures,
suggesting this leading effect of the CDS prices
in its lead-lag dynamics with corporate yield
spreads, documented by many authors, includ-
ing Blanco, Brennan et al. (2005), that argue
that price discovery tends to occur in the CDS
market, that leads to some extend corporate
spreads in the short term. As a result, the basis,
measured with swap benchmark turned into
positive territory. Other possible factors that
could drive the basis positive is discussed by
De Wit (2006), and may include CDS cheapest
to deliver option, as in case of default, protec-
tion buyers hold a delivery option and are free
to choose the cheapest from a basket of deliver-
able bonds. Protection sellers will tend receive
the less favourable option and therefore tend to
increase the CDS premium if this risk increases.
He also appoints other factors like bonds trad-
ing bellow par and profit realization, among
others.
Period III documents a large increase in the cor-
porate yield spread measures reflecting in part
the great increase of the default risk that oc-
curred in this period, after the Lehman Brothers
collapsed. The level of CDS spreads were not
increasing as much as the corporate spreads and
the basis became highly negative. Some au-
thors, like De Wit (2006), could argue that the
CDS premium was reflecting some of the high
counterparty risk that CDS market was experi-
encing in that period, when banks were not
lending to each other on generalized bankruptcy
fears, lowering the CDS premium as protection
buyers were facing great uncertainty in receiv-
ing the defaulted bond value from CDS sellers.
Others may find that liquidity scarcity was the
major issue driving the basis negative. Probably
both factors played a significant role in this
case, as well as other factors also pointed out by
De Wit (2006) like funding issues and technical
factors.
In the period IV it was possible to see some
normalization returning to the markets. CDS
spreads decreased significantly as a result of
strong interventions from the authorities in both
providing liquidity and implementing measures
to restore confidence on the financial system.
One set of measures to reduce systemic risk and
improve market transparency was the introduc-
tion of the central counterparties (CCP) in secu-
rities lending.
B. LEAD-LAG AND LONG TERM
RELATIONSHIP BETWEEN CDS
AND BOND MARKETS
The present section will concentrate on the
cointegration analysis between the CDS and
corporate yield spreads and will evaluate to
what extend the lead-lag relationship argued by
Blanco, Brennan et al. (2005) held in the period
in analysis for France Telecom. This analysis
will be conducted within the Engle-Granger 2
step method procedure above mentioned and, in
the first step, it will be possible to assess wheth-
er a cointegrating relationship exists between
the two variables.
The variables in hand are, the CDS premium at
3, 5, 7 and 10 years maturities and the corre-
spondent (1) bond spreads and (2) i-spreads.
The first step is to test all series for the exist-
ence of a unit root using ADF test10. To make
sure the order of integration of the variables is
10- H0: Series contains a unit root. Critical values for intercept / no trend: -3,4366 at 1% level; -2,8642 at 5% level and -2,5682 at 10% level. Critical values for intercept / linear trend: -3,9671 at 1% level; -3,4142 at 5% level and -3,1292 at 10% level; Fuller (1976).
51 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK : 51
I (1), first differences are also tested and, final-
ly, confirmatory analysis is conducted on the
variables in levels using KPSS11 test as above
discussed. Table 4 summarises the results of
ADF tests and, as one might anticipate, all se-
ries contained one unit root.
Null hypothesis of a unit root could not be re-
jected for all variables in levels at 10% level,
and was strongly rejected for all variables in
first differences. KPSS test confirmed these
results, as shown Table 5 for all variables in
level.
11- H0: The series is stationary. Asymptotic critical values for intercept / no trend: 0,739 at 1% level; 0,463 at 5% level and 0,347 at 10% level. Asymptotic critical values for intercept / linear trend: 0,216 at 1% level; 0,146 at 5% level and 0,119 at 10% level; Kwiatkowski,
Phillips et al. (1992).
Table 4 - Unit root testing
This table reports the results of ADF test conducted in CDS premium at 3, 5, 7 and 10 years maturities and the
correspondent bond spreads and i-spreads. It included up to 1018 observations (sample adjusted from
20/03/2007 to 18/03/2011, depending on the number of lags selected) and the number of lags was selected
according to Schwarz Info Criterion. Test regression included a constant for all variables and, because a trend
could be identified in the data series under the null hypothesis, a trend for CDS premium at 5, 7 and 10 years,
as indicated in specification column [Lags / Intercept (Y/N) / Trend (Y/N)]. * denotes null hypothesis cannot
be rejected at 1% level, ** denotes null hypothesis cannot be rejected at 5% level, *** denotes null hypothesis
cannot be rejected at 10% level. 1 denotes MacKinnon, Haug et al. (1999) one-sided p-values.
52 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Therefore, in order to avoid regressing non sta-
tionary series, a statistically valid model would
be in first differences and, for this model to
have a long run solution, a cointegrating rela-
tionship (suggested by the theory) should be
found first and then it is valid to include this
cointegrating term (which is also stationary),
along with first differenced terms, in an error
correction model in a second step.
Engle-Granger 2 step method
Step 1: Estimation of cointegrating equation
This method tests for cointegration in a regres-
sion using a residual based approach. For each
maturity, the residuals of a standard OLS re-
gression between the corporate yield spread and
the CDS spread should be tested for the exist-
ence of a unit root. If this residual series can be
considered stationary, one can conclude that the
two variables are cointegrated. Therefore, the
residuals (ut) of the following potential cointe-
grating equation should be tested:
Bondspread t = 0 + 1 CDS t + ut
(2)
If the residuals ut can be considered stationary,
one can conclude for the existence of a cointe-
grating relationship between the two variables.
In this case, the estimated stationary liner com-
bination of CDS and bond spread, ût = bond-
spreadt - 0 - 1CDSt, is know as the cointe-
grating term. In this case the cointegrating
vector would be [1 - 1]. The results for France
Telecom are given in Table 6.
Table 5 - Stationarity testing
This table reports the results of KPSS test for the same variables in levels. It included 1018 observations
(sample from 20/03/2007 to 18/03/2011). Specification column indicates the inclusion of intercept and trend in
the test [Intercept (Y/N) / Trend (Y/N)]. * denotes null hypothesis is rejected at 10% level, ** denotes null
hypothesis is rejected at 5% level, *** denotes null hypothesis is rejected at 1% level.
53 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK : 53
Using the confirmatory data analysis, the con-
clusion from Table 6 is that bond spreads and
CDS were cointegrated in the 3-year and 5-year
maturity for France Telecom in the period in
analysis. The cointegration between i-spreads
and CDS only held for the 3-year term. The
estimated slope coefficient in the cointegrating
equation is close to unity, as expected from
theory.
Step 2: Error correction model
The final step in this framework is to use a lag
of the first step residuals, ût-1, in levels, as the
equilibrium correction term in the general equa-
tion when the cointegrating relation holds (the
error correction model), or estimate a model
with just differences if not. In the last case it
will be a short term model.
The overall model is:
(bondspread)t = 0 + 1(bondspread)t-1
+ 1(CDS)t-1 + ut-1 + t
(3)
The general error correction model allows for
actual, t, and lagged terms, t-1, t-2, etc. In the
present case, we are specifically interested in
the effects of lagged changes of CDS prices,
therefore, following one of the approaches de-
scribed in Brooks, Rew et al. (2001) in the con-
text of spot and futures markets, only one
lagged term of the variables are included in the
general error correction model. Brooks, Rew et
al. (2001) examined the lead-lag relationship
between the FTSE 100 index and its futures
contract using a number of models and found
that lagged changes in future prices can help to
predict spot price changes.
Table 7 reports the coefficient estimates for this
model in the case of France Telecom. It is valid
to analyse the signals and the significance of
the coefficient estimates because all variables in
the equation are stationary. Considering first the
CDS)t-1, the estimate for 1 is positive and
highly significant for the four analysed maturi-
ties. This indicates that CDS do indeed lead
corporate yield spreads (both bond and i-
spreads as above defined), since lagged changes
in CDS prices lead to a positive change in the
subsequent corporate yield spread.
Table 6 - Estimated potentially cointegrating equations and residual tests for France Telecom
This table reports the results of standard OLS regression between corporate yield spreads and CDS prices
and the correspondent residual tests using ADF and KPSS tests. The cointegrating equations are
bondspreadt = 0 + 1CDSt + ut and i-spreadt = 0 + 1CDSt + ut Included observations: 1018, from
20/03/2007 to 18/03/2011 for OLS regression and KPSS test (and adjusted for ADF test depending of number
of lags included). In ADF tests * denotes null hypothesis is rejected at 10% level, ** denotes null hypothesis
is rejected at 5% level, *** denotes null hypothesis is rejected at 1% level. In KPSS tests * denotes null
hypothesis cannot be rejected at 1% level, ** denotes null hypothesis cannot be rejected at 5% level, *** de-
notes null hypothesis cannot be rejected at 10% level.
54 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
1 is the coefficient on lagged corporate yield
spread. It is also highly significant, indicating
autocorrelation in corporate spreads (positive
auto correlation in the case of credit spread at 3
year maturity). Finally, , the coefficient on the
error correction term, is negative and significant
for bond spread at 5 year maturity and i-spread
at 3 year maturity. This means that if the differ-
ence between corporate yield spreads and CDS
is positive in one period, the corporate yield
spreads will fall in the next to restore equilibri-
um, and vice versa. This dynamic could not be
proved for the bond spread at 3 year maturity,
as revealed not significant.
C. THE DETERMINANTS
OF BASIS SPREAD CHANGES
This section concludes the proposed negative
basis analysis by using variables suggested by
theory to model the dynamics of the basis
spreads changes. In this respect, one can identi-
fy two approaches in the literature. If in one
hand, some studies, such as Longstaff, Mithal et
al. (2005) and Zhu (2006) examines the proper-
ties of the basis, after isolating the default com-
ponent in the first case or directly after compu-
ting the difference between CDS and corporate
yield spreads in the second, in the other hand,
many studies focus on the analysis of the full
measure of the corporate spread against proxies
of explanatory variables, namely Collin-
Dufresne, Goldstein et al. (2001), Blanco,
Brennan et al. (2005), Ericsson and Renault
(2006), among others.
Longstaff, Mithal et al. (2005), in line with El-
ton, Gruber et al. (2001), argue that asymmetry
in taxation between corporate bonds and treas-
uries may explain a portion of the basis, as
treasures are exempted from local and state tax-
es and corporate bonds are not. Therefore, be-
ing CDS purely contractual in nature, CDS pre-
mium should not include a tax related compo-
nent and reflect only the credit risk of the un-
derlying entities. Another possible determinant
of non default component appointed by
Longstaff, Mithal et al. (2005) is the illiquidity
of corporate bonds. Therefore these authors test
for tax effects, using coupon rate as proxy and
liquidity factors using the following proxies:
average bid-ask spread, notional amount (to
measure the overall availability), age, time to
maturity of selected bonds, among others. They
also perform a time series analysis against mar-
ket liquidity measures. They report to have
found evidence that the non default component
is strongly related to liquidity measures, while
for the taxation issues the results were not con-
clusive.
Table 7 - Estimated error correction model for France Telecom
This table reports the results of standard OLS regression between corporate yield spread changes and
lagged CDS changes, including an error correction term when cointegration holds. The equations are
(bondspread)t = 0 + 1(bondspread)t-1 + 1(CDS)t-1 + ut-1 + t and (i-spread)t = 0 + 1(i-spread)t-
1 + 1(CDS)t-1 + ut-1 + t.. Included observations: 1016 after adjustments, from 22/03/2011 to 18/03/2011.
55 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK : 55
Zhu (2006) uses panel data techniques to ex-
plain the determinants of basis spread move-
ments, and explanatory variables included
lagged basis spreads, changes in CDS spreads,
ratings and rating events, contractual arrange-
ments (using dummy variables) liquidity factors
(using bid-ask spreads in CDS and bond mar-
kets) and proxies for broad market conditions
(including equity indexes).
The approach followed by Blanco, Brennan et
al. (2005) in this respect has its roots in the
work of Collin-Dufresne, Goldstein et al.
(2001). They argue that yield spreads on corpo-
rate bonds occur for mainly two reasons: the
possibility of default and the recovery rate (as
the bond holder receives only a portion of the
contracted payments, should the default occur).
As such, they consider several variables as
proxies for default component (namely changes
in the spot interest rate, changes in the slope of
the yield curve, changes in equity prices, chang-
es in implied volatility) and for recovery rate
(which they relate with overall business condi-
tions). Additionally, they also refer to changes
in liquidity affecting both changes in corporate
spreads and CDS prices (and proxy it with on-
the-run/off-the-run spread of long-dated US
treasury yields). They use OLS regression indi-
vidually for each reference entity and cross sec-
tional regressions and pooled estimates.
Another set of articles focus more in the liquidi-
ty effects on corporate yields. Following the
work of Amihud and Mendelson (1986), Ban-
gia, Diebold et al. (1998) provides a more gen-
eral approach to liquidity risk, developing a
liquidity methodology that can be integrated in
standard value-at-risk models, referring to the
concepts of exogenous liquidity, associated
with general market characteristics, which in-
clude measures like conventional bid-ask
spread, percentage quoted spread and other
spread measures; and endogenous liquidity,
associated with specific positions and exposure
of one participant due to its own actions. In this
respect, a study by Gaspar and Sousa (2010)
provides an application of Bangia, Diebold et
al. (1998) model to the insurance sector in Por-
tugal, computing the liquidity risk using the
percentage quoted spread.
Specific approaches to liquidity in corporate
yield spreads include the works of Ericsson and
Renault (2006) and Chen, Lesmond et al.
(2007), as above discussed. They refer to differ-
ent proxies for liquidity including bid-ask
spreads of corporate bonds.
The above authors mainly focus on the effects
of liquidity in bond markets, except for Zhu
(2006), which specifically used CDS bid-ask
spreads in his analysis. In this respect, another
set of recent researches explore in more detail
the effects of liquidity in CDS pricing. For ex-
ample, Yan and Tang (2007), that estimated a
20% liquidity premium in CDS prices, Bühler
and Trapp (2009) and Fontana (2010), that also
explored the issue of counterparty risk in CDS
markets and included as proxy the Libor-OIS
spread (LOIS), arguing that if Libor 3 months is
the rate by which banks are willing to lend to
each other and OIS the overnight rate on a de-
rivative contract generally fixed by central bank
and considered risk free in the US, the
(widening of the) gap between the two can be
considered as a measure of the risk in the inter-
bank lending market because it reflects what the
banks believe is the risk of default in lending to
other banks.
56 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Based upon the literature, it is now proposed
the following variables to analyse the determi-
nants of basis changes:
1. Lagged basis changes. With this variable it
will be possible to evaluate the autocorrelation
on the basis changes, specifically, and as
stressed in Zhu (2006), being average basis a
mean reverting process, a coefficient between 0
and 1 confirms the mean reverting feature (the
smaller the faster the speed of adjustment to the
long run equilibrium).
2. Changes in Euribor 3 months – EONIA
spread. This can be considered as the equiva-
lent in Europe of LOIS. As used in Fontana
(2010), one can assess the effects of counter-
party and funding liquidity risks with this varia-
ble. Figure 6 shows its evolution in the period
in analysis. It is possible to verify a great wid-
ening of this spread in the second semester of
2007, from about 6 bp to more than 50 bp. In
2008, after the Lehman Brothers collapse it
reach its peak with near 200 bp.
Figure 6 - Euribor-EONIA spread evolution in 2007-2011 period
3. Liquidity proxies. In order to assess the li-
quidity of both markets effects on the basis, the
bid-ask spread (BAS) is taken as proxy, as it is
not easy to implement other measures (mostly
due to the lack of availability of data). In the
case of CDS markets, BAS is available from
Bloomberg for CDS premium for all maturities.
Concerning bond market it is possible find in
Bloomberg bid and ask quotations for both
bond prices and yields. While some studies av-
erage them out and use one measure, there is no
reason to believe that this measure is the same
for all maturities. In CDS market the 5 year
segment tends to be more liquid, and the BAS
tends to be smaller. Ericsson and Renault
(2006) found support for a downward-sloping
term structure of liquidity spreads in corporate
bonds. Therefore to measure bond liquidity, it
is used bond yield BAS in this study, following
the same maturity matching procedure above
discussed for the bond spread: computing the
BAS spread for each bond in the basket set and
regressing them to the desired maturity. Figure
7 illustrates the results for France Telecom
case.
57 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK : 57
4. Market conditions. In order to assess the
effects of general market conditions, three
variables are included: a volatility index, which
tend to be associated with instability in the
markets and with the risk of default (VDAX),
an equity index (CAC 40 in this case) and one
proxy for the country risk of default (France
sovereign CDS at 5 year maturity in this case).
After ensuring that all variables are I (1), the
following model is applied:
(4)
Where EES denotes Euribor 3 months - EONIA
spread and t is an error term. Table 8 presents
the results for France Telecom.
Figure 7 - Bid-Ask spreads for France Telecom CDS (on top) and bond yields (bellow)
58 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Several findings emerge from Table 8. First,
broad market conditions, except for the volatili-
ty index, were highly significant in the period in
analysis. The equity index had a negative im-
pact on the basis across all maturities and its
magnitude was stable. The perceived country
risk of default had a positive impact on the ba-
sis but its magnitude was much greater in the
CDS-Bond basis than in CDS-i-Spread Basis.
Some authors may argue that in equilibrium
these factors should be equally priced in both
CDS and bond markets and therefore these vari-
ables should not be significant. Nevertheless,
considering the crisis period, these findings
supports the idea that in this period credit con-
ditions was not efficiently priced in the two
markets (or at least not equally).
Second, the counterparty and funding risks,
measured by the Euribor-Eonia spread was sig-
nificant for CDS-Bond basis and with negative
impact on the basis. This result suggests that
counterparty risk have negative impact in the
CDS prices, as the bond spreads, especially
when using government bonds as benchmark, is
less sensitive to this risk. This result did not
hold for the CDS-i-Spread basis. One possible
explanation is that i-spreads uses swap curve as
benchmark and swaps, being OTC products,
may be more sensitive to counterparty risk than
government risk free instruments, as above
mentioned.
Finally, lagged basis revealed significant for the
CDS-i-Spread basis. Its value is less than 1,
Table 8 - Regression of basis spreads on counterparty and funding risks, liquidity
and broad market conditions proxies for France Telecom
This table reports the results form regressing the CDS-Bond basis and CDS-i-Spread changes, in basis points,
for maturities ranging from 3 years to 10 years, against the proxies of counterparty and funding risks, liquidity
and broad market conditions. Included observations: 916 after adjustments, from 22/03/2007 to 18/03/2011.
(CDS-Bond_Basis)t = 1(CDS-Bond_Basis)t-1 + 2(EES)t + 3(BASCDS)t + 4(BASBond)t + 5(VDAX)t
+ 6log(CAC40)t + 7(CDSFrance)t + t
59 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK : 59
suggesting to some extend (this result could not
be proven for the CDS-Bond basis) the mean
reverting feature expected for the basis
(cointegration).
III. CONCLUSIONS AND FUTURE RESEARCH
This project has examined the basis between
CDS and corporate yield spreads and how CDS
relates with those spreads. Even though signifi-
cant deviations between the two measures are
documented, especially during the crisis period,
the analysis confirms the theoretical equilibri-
um predicted by theory. CDS and corporate
bond yields should be on average equal for
France Telecom. The error correction analysis
performed suggests that cointegration between
the two markets broadly holds and indicates
that CDS prices do indeed lead corporate yield
spreads.
During the analysis period, market conditions
significantly affected the basis, as reported in
the final regression analysis, both for CDS-
Bond basis and for CDS-i-Spread basis, which
are reported to be, on average, negative (-34,05
bp) in the first case and close to zero (-0,33 bp)
in the second, between March 2007 and March
2011 for France Telecom at 5-year maturity.
There is evidence that counterparty and funding
risks significantly affected the basis, with nega-
tive impact in CDS prices and then in the basis,
(particularly in the CDS-Bond basis). Liquidity
proxies were found to be significant, especially
for CDS-i-Spread basis.
This project mainly focused in the effects of
counterparty and liquidity risks in the basis and
used Engle-Granger 2-step method to analyse
cointegration and lead-lad relationship between
CDS and bond markets. One of the problems in
assessing cointegration in this framework is the
lack of power in unit root testing and the im-
possibility to perform any hypothesis tests on
the cointegrating relationship estimated in step
1. One step further would be to use more
advanced techniques in this respect, namely the
Johansen method to study cointegration and
Vector Error Correction Model and Granger
Causality to study lead-lag relationship be-
tween CDS and bond markets.
Future research could focus in more detailed
analysis of the differences between the four
periods above mentioned in respect to cointe-
gration and basis drivers, or extend the analysis
to speculative-graded corporate entities. Differ-
ent variables could also be used to proxy the
basis drivers above discussed, namely the so
called TED spread as proxy for counterparty
risk, and more advanced econometric models,
such as the fixed effects framework, could be
used to yield better insights regarding the rela-
tive importance of the different factors in the
basis.
60 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
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61 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
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COUNTERPARTY AND LIQUIDITY RISK : 61
62 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
INTRODUÇÃO
O governo das sociedades tem vindo a ganhar
relevo crescente no panorama internacional nos
últimos anos. Como consequência de fortes
evoluções que sofreu, muito moldado pelas
crescentes exigências dos mercados financeiros
internacionais em termos de boas práticas de
gestão, é actualmente visto como um dos facto-
res chave para o sucesso das organizações.
A sua importância pode ser comprovada pelo
Prémio Nobel da Economia de 2009, atribuído
a Elinor Ostrom e Oliver E. Williamson pelo
trabalho desenvolvido na investigação e análise
desta matéria. Mais, um estudo levado a cabo
pela McKinsey & Company1 em 2002 revela
que 56% dos investidores atribuem tanta ou
mais importância à qualidade do corporate go-
vernance como ao desempenho financeiro de
uma empresa. O mesmo estudo conclui que a
grande maioria dos investidores está disposta a
pagar um prémio pela adopção de boas práticas
de governance.
Portugal não ficou alheio a esta tendência e des-
de 1999 que o regulador, a Comissão do Merca-
do de Valores Mobiliários (CMVM), emite
princípios, normas e recomendações que regu-
lam o governo das sociedades cotadas em Por-
tugal e as empresas, ano após ano, têm vindo a
cumprir, cada vez mais, aqueles normativos.
O objectivo colocado para o presente trabalho é
realizar um estudo, com base nos níveis de
cumprimento das Recomendações do regulador,
que analise factores que estejam relacionados
com uma maior adesão das empresas com capi-
tal aberto em Portugal a essas Recomendações,
para os anos de 2007 a 2009. Para tal, serão
analisados factores relacionados com a compo-
sição do órgão de gestão, a sua remuneração, a
estrutura accionista, a auditoria externa e a exis-
tência de uma comissão autónoma de governo
das sociedades no seio das empresas.
Este trabalho pretende contribuir para um me-
lhor conhecimento e interesse nesta linha de
pesquisa, pois não se encontra na literatura
existente um trabalho desta natureza e com este
objectivo.
FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO
DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM
SOBRE O GOVERNO DAS SOCIEDADES COTADAS
EM PORTUGAL
PEDRO ALEXANDRE TAVARES DA SILVA
1- Designado “Global Investor Opinion Survey on Corporate Governance”, realizado em Abril e Maio de 2002, com base em 201 investidores profissionais com activos sob gestão de 9 triliões de dólares americanos (USD), com incidência sobre 31 países de todo o
mundo (Silva, 2006).
63 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
O presente trabalho está organizado em três
capítulos. No CAPÍTULO I faz-se um enqua-
dramento normativo do governo das socieda-
des, seguindo-se um levantamento de factores
que, segundo a literatura, são mais preponde-
rantes para um melhor desempenho de gover-
nance, formulando-se hipóteses a testar no estu-
do empírico que se seguirá. O CAPÍTULO II é
composto pelas bases e fundamentações do
estudo e expõem-se os dados a analisar e a
metodologia seguida. No CAPÍTULO III apre-
sentam-se as análises e os resultados do estudo.
CAPÍTULO I
O GOVERNO DAS SOCIEDADES
1.1 Enquadramento do governo
das sociedades
O governo das sociedades procura evitar os pro-
blemas que surgem da separação da proprieda-
de e do controlo (designados problemas de
agência), bem como relativamente aos accionis-
tas maioritários e minoritários. Visa ainda me-
lhorar a confiança dos investidores, que é ne-
cessária para o adequado funcionamento de
uma economia de mercado, e melhorar a efici-
ência económica e o crescimento. A CMVM
define-o como um “sistema de regras e de con-
dutas relativo ao exercício da direcção e do
controlo das sociedades emitentes de acções
admitidas à negociação em mercado regulamen-
tado” (CMVM, 1999: 1).
O chamado corporate governance movement
teve início na década de 70 do século passado
nos Estados Unidos da América (EUA). Investi-
gações do caso Watergate revelaram que muitas
sociedades haviam financiado ilegalmente a
campanha eleitoral de Nixon e subornado mem-
bros de governos estrangeiros; o sistema de di-
recção e controlo societários mostrava-se inade-
quado. Estes acontecimentos tiverem uma reac-
ção que pouco se fez sentir (quer legislativa,
quer privada). Já nos anos 90, algumas empre-
sas, investidores e outras organizações publica-
ram códigos de boas práticas de governação.
Mais recentemente, no início deste século, vá-
rios e graves escândalos financeiros e colapsos
empresariais (p.e., Enron ou Worldcom) reavi-
varam a discussão, mas, desta vez, tiveram uma
resposta legislativa pronta e forte: o Sarbanes-
Oxley Act of 2002 dos EUA, porventura a mai-
or reforma do direito societário norte-americano
desde os anos 30 (adaptado de Abreu, 2010: 9-
10).
O movimento do governo das sociedades che-
gou à Europa na década de 90, mais concreta-
mente ao Reino Unido. Igualmente despoletada
por escândalos financeiros, rapidamente surgi-
ram reacções em forma de “códigos” de corpo-
rate governance (o Cadbury Report, de Dezem-
bro de 1992, é um dos primeiros e mais impor-
tantes). O movimento alastrou depois aos de-
mais países da União Europeia (UE) (Abreu,
2010: 11). Apareceram, então, em força dos
códigos (também auto-intitulados relatórios,
princípios, recomendações, guias, entre outros)
de governo societário.
A Organização para a Cooperação e o Desen-
volvimento Económico (OCDE) deu um forte
contributo nesta matéria, com os seus
“Princípios da OCDE sobre o Governo das
Sociedades” (OCDE, 2004).
Em Portugal, foi sobretudo por via de recomen-
dações e regulamentos publicados pela Comis-
são do Mercado de Valores Mobiliários, desde
1999, sobre o governo das sociedades (em espe-
cial das cotadas), que este tema e o conjunto de
regras que lhe estão associadas foram efectiva-
mente introduzidos na prática empresarial
portuguesa. O presente estudo versará sobre
as recomendações e o Código do Governo
FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM ...: 63
64 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
das Sociedades da CMVM (adiante
“Recomendações”), estipulados em CMVM
(1999, 2001, 2003, 2005a, 2008a e 2010).
Todavia, é no domínio do direito das socieda-
des e do direito dos valores mobiliários que se
encontram os principais textos legislativos, con-
substanciados no Código das Sociedades Co-
merciais (CSC), em vigor desde l986, e no Có-
digo dos Valores Mobiliários (CVM), em vigor
desde 2000.
De referir também o contributo de soft law
dado pelo Instituto Português de Corporate
Governance, através do seu Livro Branco sobre
o governo das sociedades em Portugal e do
Código de Bom Governo das Sociedades
(IPCG, 2009).
1.2. Factores preponderantes do governo das
sociedades
1.2.1. Enquadramento
Os mecanismos de tomada de decisões e de
fiscalização variam de país para país, e dentro
de um mesmo enquadramento legal e institucio-
nal podem variar de empresa para empresa. Po-
rém, é frequente identificarem-se dois sistemas
principais de governo das sociedades (Silva et
al., 2006: 20): o sistema continental e o sistema
anglo-saxónico.
Dadas as acentuadas diferenças entre cada um
dos sistemas, parecia, à partida, que os proble-
mas e soluções da governação societária seriam
diferentes num e noutro sistema. Mas muitos
dos problemas que se levantam são comuns a
ambos (Abreu, 2010). Neste sentido, para
Slomski et al. (2008), citados por Barbosa et al.
(2009), a classificação dos principais mecanis-
mos de governance é dividida em externos
(mercado de aquisição hostil, auditoria externa,
agente do mercado financeiro e auditoria exter-
na) e internos (conselho de administração, con-
selho fiscal, sistema de remuneração, estrutura
de propriedade e auditoria interna).
Desta forma, os mecanismos mais relevantes de
governance são a composição do conselho de
administração, a sua remuneração, a estrutura
accionista, a fiscalização externa e a fiscaliza-
ção interna. É exactamente este conjunto de
factores que serão usados no estudo para avali-
ar o cumprimento das Recomendações da
CMVM.
De seguida são apresentados e expostos os fac-
tores que se afiguram como determinantes para
o cumprimento das Recomendações, os quais
serão devidamente testados e aplicados à reali-
dade portuguesa para aferir da sua verosimi-
lhança.
1.2.2. Contribuição de estudos prévios
para a formulação das hipóteses
1.2.2.1. Composição do órgão de gestão
Um estudo levado a cabo por Raheja (2005)
analisou qual a dimensão ideal de uma gestão
de topo e concluiu que haverá uma tendência de
optimização com um número mais alargado.
Para Fama e Jensen (1983), o número de gesto-
res que compõem o órgão de gestão é uma ca-
racterística relevante, na medida em que reflec-
te a capacidade de acompanhamento e controlo
das actividades de gestão. Segundo Denis e
McConnell (2003), a figura dos board of direc-
tors serve basicamente para contratar, despe-
dir, monitorizar e compensar os gestores
(executivos), com vista a maximizar o valor
accionista. Desta forma, estamos em condições
de formular a primeira hipótese de estudo:
65 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
H 1a O cumprimento das Recomendações
surge positivamente associado à quantidade
de membros do órgão de gestão
Relativamente à independência, tanto o código
das sociedades comerciais, como as recomen-
dações da CMVM sublinham a necessidade de
um órgão executivo autónomo. Também Go-
mes (2005) confirma esta tendência.
Um estudo levado a cabo por Agrawal e Knoe-
ber, em 1996, mostrou que existe uma relação
directa entre o desempenho da empresa e quatro
destes factores: gestores internos/accionistas,
gestores externos, política de financiamento e
mercado de controlo. Peasnell et al. (2004), no
seu estudo empírico às empresas do Reino Uni-
do, concluíram que a independência do órgão
de gestão está inversamente relacionada com a
gestão de resultados. Para Block (1999), o pa-
pel dos administradores independentes é igual-
mente um contributo positivo para os accionis-
tas e a para própria sociedade. Carcello et al.
(2000) enfatizam que a qualidade da gestão de
topo tem tido uma atenção crescente nos últi-
mos anos.
Face a este enquadramento, formulam-se mais
hipóteses para o estudo a desenvolver.
H 1b O cumprimento das Recomendações
surge positivamente associado à proporção
de administradores independentes no órgão
de gestão
H 1c O cumprimento das Recomendações
surge negativamente associado à proporção
de administradores executivos no órgão de
gestão
Quanto à rotação dos administradores, a
CMVM (“Relatório de Consulta Pública
n.º2/2009”) reitera que “mantém a convicção de
que a rotação dos administradores constitui
uma prática saudável de governo das socieda-
des que pode apresentar vantagens e que impe-
de que os administradores cristalizem práticas,
entendimentos e relações internas e externas”.
Mais, o estudo de Farinha e Costa (2009: 10)
“produz significativa evidência de uma relação
negativa entre a rotação dos gestores e o de-
sempenho anterior da empresa, resultado que é
consistente com a hipótese de a rotação funcio-
nar como um mecanismo de disciplina dos ges-
tores”. Assim, reitera-se a hipótese que se se-
gue.
H 1d O cumprimento das Recomendações
surge positivamente associado à rotação de
membros no órgão de gestão
Lipton e Lorsch (1992), citados por Carcello et
al. (2000), sugerem que um grande obstáculo à
eficácia da gestão é a falta de tempo para com-
pletar tarefas. Além disso, estudos anteriores
(Conger, Finegold e Lawler, 1998; Libra, 1995;
Vafeas, 1999; todos citados) sugerem que um
aumento no número de reuniões do conselho
pode aumentar a sua eficácia. Também Vafeas
(1999) usa o número de reuniões do board co-
mo medida da sua actividade. Esta perspectiva
leva à formulação de mais uma hipótese de es-
tudo:
H 1e O cumprimento das Recomendações
surge positivamente associado ao número de
reuniões anuais do órgão de gestão
1.2.2.2. Remuneração do órgão de gestão
Brick et al. (2005) analisaram a compensação
do chief executive officer (CEO) e do chairman
(presidente), utilizando as características da
empresa, do CEO e variáveis de governance.
Nesse estudo, encontraram uma relação positi-
va significativa entre a compensação do CEO e
FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM ...: 65
66 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
do presidente. Também encontraram evidências
de que a compensação excessiva (tanto do pre-
sidente, como do CEO) está associada com um
mau desempenho da empresa.
Na mesma linha de pensamento, o estudo feito
às empresas indianas por Parthasarathy, Menon
e Bhattacherjee (2006) revela que, em geral,
uma maior remuneração da gestão de topo não
está necessariamente associada a um melhor
desempenho das suas funções.
Quando existem administradores não executi-
vos, a sua remuneração pode ser interpretada
em sentidos opostos: (a) caso se aproxime ou
ultrapasse a dos membros executivos, pode le-
var a um desconforto destes, podendo, eventu-
almente, levá-los a não efectuarem os seus es-
forços de gestão (e de governance) a um nível
desejável e alcançável; (b) pelo contrário, no
caso de as remunerações dos membros não exe-
cutivos sejam relevantemente inferiores às dos
demais membros, é possível enfrentar um cená-
rio inverso, propiciando menos práticas de con-
trolo e fiscalização entre os administradores.
Desta forma, não é possível identificar, à parti-
da, se este factor tem uma influência positiva
ou negativa no cumprimento das Recomenda-
ções. Face ao exposto, formulam-se as seguin-
tes hipóteses de análise:
H 2a O cumprimento das Recomendações
surge negativamente associado à proporção
da remuneração variável no total das remu-
nerações dos membros do órgão de gestão
H 2b O cumprimento das Recomendações
surge associado à proporção da remunera-
ção dos membros não executivos do órgão de
gestão na remuneração dos membros execu-
tivos do órgão de gestão
1.2.2.3. Estrutura acionista
As várias definições de governo das sociedades
surgem associadas à perspectiva do problema
de agência, originados pela separação entre a
propriedade e o controlo. Os stockholders pro-
curam assegurar o retorno dos seus investimen-
tos e devem considerar os mecanismos através
dos quais podem exercer controlo sobre os ges-
tores e outros responsáveis dentro da empresa.
Daqui podem advir conflitos de interesses, pois
cada um deles tem interesses diferentes (Jensen
e Meckling, 1976). Adam Smith (1776), citado
por Denis e McConnell (2003), defende que
quando a propriedade e o controlo das empre-
sas não são totalmente coincidentes, existe um
conflito potencial de interesse entre
“proprietários” e gestores. No entanto, refere
igualmente que existem benefícios nesta sepa-
ração.
Os principais mecanismos externos são o mer-
cado accionista e o sistema legal (Denis e
McConnell, 2003). Para estes autores, é razoá-
vel presumir que uma maior relação entre pro-
priedade e controlo leva a uma redução dos
conflitos de interesse e, consequentemente, um
maior valor da empresa. Shleifer e Vishny
(1997), por seu turno, revelaram que a concen-
tração accionista é um método universal de
controlo que ajuda os investidores a terem o
retorno do investimento. Face a este conjugado,
tem-se:
H 3a O cumprimento das Recomendações
surge positivamente associado à concentra-
ção acionista
Batista (2009) identificou os capitais públicos
como um determinante na escolha do modelo
de governance a adoptar em Portugal, na medi-
da em que os interesses de ambos os accionistas
67 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
(públicos e privados) devem estar assegurados.
Nesta medida, testar-se-á se as sociedades cota-
das com participação do Estado têm melhor
desempenho em termos de governo das socie-
dades.
H 3b O cumprimento das Recomendações
surge positivamente associado à proporção
de capital detido pelo Estado
Segundo Mueller (2005: 8) “a literatura mais
antiga a lidar com a descrição da gestão e pro-
blemas de agência presume que o proprietário-
gestor maximiza os lucros e, portanto, essa po-
lítica de maximização do lucro apenas muda
quando há uma separação entre propriedade e
controlo. A suposição de que os proprietários-
gestores são maximizadores de lucro é, no en-
tanto, questionável” (tradução livre).
Li e Qi (2008) analisaram o impacto do corpo-
rate governance na adopção voluntária das
normas em 100 empresas cotadas não financei-
ras chinesas no período 2003-2005 e chegaram
a duas principais conclusões: por um lado, em-
presas com mais accionistas-gestores têm níveis
mais altos de adopção voluntária das normas de
governance e, por outro, existe uma elevada
correlação entre concentração accionista e grau
de adesão voluntário. Assim, formula-se a pró-
xima hipótese em estudo:
H 3c O cumprimento das Recomendações
surge positivamente associado à proporção
de capital detido pelos membros do órgão de
gestão
1.2.2.4. Auditoria externa
Furuta e Santos (2010) analisaram o mercado
brasileiro sobre aspectos relacionados com a
fiscalização das sociedades e concluíram que a
escolha entre um “comité de auditoria” ou um
“conselho fiscal adaptado” pode ser preponde-
rantemente influenciada pelo facto de ser audi-
tada por uma das Big 4, uma vez que estas ofe-
recem um maior nível de governance e um va-
lor agregado de mercado superior. De um outro
prisma, Martins e Moutinho (2007) sustentam
que a escolha de uma Big 4 leva a uma menor
propensão para a gestão de resultados.
Deste modo, a presença das multinacionais de
auditoria tem uma influência tendencialmente
positiva sobre o governo das sociedades, pelo
que temos:
H 4a O cumprimento das Recomendações
surge positivamente associado à escolha de
uma Big 4 para auditor externo
No estudo levado a cabo por Carcello et al.
(2000), intitulado “Board characteristics and
audit fees”, descobriram uma correlação positi-
va e significativa entre a independência, dili-
gência e experiência da gestão e os honorários
da auditoria. Concluíram, então, que uma ges-
tão mais independente, diligente e experiente
não aparece para substituir a profundidade/
alcance da auditoria, mas antes para comple-
mentá-la.
Agrawal e Cooper (2007) estudaram a remune-
ração da gestão e do auditor externo de empre-
sas dos EUA após a sucessão dos escândalos
financeiros internacionais. Concluíram que a
remuneração dos primeiros está positivamente
relacionada com os honorários dos segundos, o
que não se coaduna com uma boa prática de
governance. Assim, tem-se:
H 4b O cumprimento das Recomendações
surge negativamente associado à proporção
dos honorários do auditor externo na remu-
neração total dos membros do órgão de
gestão
FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM ...: 67
68 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Segundo John Coffee (citado por Gomes,
2005), uma das principais causas das fraudes
nos Estados Unidos foi o aumento exponencial
dos incentivos dos auditores para colaborar
com os seus clientes ao longo dos anos 90. Este
facto gerou dois problemas. Em primeiro lugar,
criou um incentivo para os auditores quererem
agradar aos seus clientes e, em segundo, permi-
tiu aos clientes pressionar os seus auditores,
ameaçando dispensar os seus serviços de con-
sultoria. Assim, a independência do auditor le-
va à formulação de mais uma hipótese:
H 4c O cumprimento das Recomendações
surge negativamente associado à proporção
dos honorários do auditor externo em servi-
ços não relacionados com auditoria e revisão
legal das contas
1.2.2.5. Comissão de governo das sociedades
e sector financeiro
A autonomização, numa comissão/comité inde-
pendente, das funções relacionadas com a veri-
ficação e acompanhamento das práticas de go-
vernance seguidas pela empresa, constitui um
contributo inegável para a fiscalização interna
da sociedade. Por consequência, a comissão de
governo das sociedades constitui, por inerência,
um mecanismo interno para a promoção das
boas práticas de governance. Desta forma, é
formulada mais uma hipótese:
H 5a O cumprimento das Recomendações
surge positivamente associado à existência de
uma comissão de governo da sociedade
Adicionalmente, é também considerado como
um factor determinante para o cumprimento das
Recomendações o facto de uma empresa fazer
parte do sector financeiro. Com efeito, cada
empresa tem características próprias, que se
acentuam quando se comparam diferentes sec-
tores de actividade. Hermalin e Weisbach
(2003) referem que o governance difere de in-
dústria para indústria. Adams e Mehran (2005)
defendem que os bancos têm, em regra, diver-
sos stakeholders com interesse na sua activida-
de e que influenciam o seu desempenho, de
onde se destacam gestores, investidores, depo-
sitantes e reguladores. Mais, Ciancanelli e Gon-
zalez (2000), citados por Durães e Moutinho
(2010: 7), afirmam que “o governo da empresa
nos bancos deve ser diferente das empresas não
financeiras”. Consequentemente, formulamos a
última hipótese do estudo:
H 5b O cumprimento das Recomendações
surge positivamente associado às empresas
do sector financeiro
CAPÍTULO II
METODOLOGIA DE INVESTIGAÇÃO
2.1. Apresentação do estudo
e descrição da amostra
A CMVM, enquanto organismo regulador, faz
análises anuais ao grau de cumprimento das
suas Recomendações pelas sociedades cotadas
em Portugal, emitindo, para o efeito, Relatórios
Anuais de Avaliação do Cumprimento do
Código de Governo das Sociedades da CMVM
(veja-se CMVM, 2004, 2005b, 2006, 2008b,
2009 e 2011). Da análise destes relatórios,
constata-se que é feita uma descrição das Reco-
mendações mais e menos adoptadas. No entan-
to, não são apontados factores concretos que
conduzam a uma explicação da razão pela qual
o grau de cumprimento de determinada Reco-
mendação é maior ou menor. Da vária literatura
existente, nenhuma aborda em concreto esta
questão.
Neste contexto, o objectivo do presente
trabalho é tentar identificar factores que
influenciam o grau de cumprimento destas
69 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Recomendações pelas empresas cotadas em
Portugal. O contributo será analisar um tema
ainda não explorado na literatura existente.
É tomado como referência para o presente tra-
balho o grau de cumprimento das Recomenda-
ções decorrente da avaliação efectuada pela
CMVM, de modo a dar maior confiança, credi-
bilidade e rigor ao estudo. Na globalidade, e
com excepção do ano de 2005, o grau de cum-
primento (GC) médio das empresas tem vindo a
aumentar consistentemente (em 2004 situava-se
nos 61% e cinco anos depois já atingira os
80%).
O presente estudo tem por base as entidades
emitentes de acções admitidas à negociação no
mercado regulamentado português Euronext
Lisboa, abrangendo não apenas as integrantes
do PSI 20 (principal índice de Portugal), mas
também as não integrantes neste índice2. O pe-
ríodo analisado foi de 3 anos (2007, 2008 e
2009). Desta forma, foi utilizada uma amostra
de 45 empresas em cada ano (com excepção de
2007, em que foram 42), o que regista um total
de 132 observações.
2.2 Definição do modelo de análise
A metodologia a adoptar será um modelo eco-
nométrico de regressão linear (também designa-
do por modelo Ordinary Least Square – OLS).
A principal questão de investigação é saber
quais os factores que influenciam um maior ou
menor cumprimento das Recomendações da
CMVM sobre o governo das sociedades cotadas
em Portugal. Para obter resposta, é proposta a
seguinte equação baseada no modelo de regres-
são linear múltiplo:
FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM ...: 69
Em que:
GCit é o grau de cumprimento das Recomenda-
ções da empresa i no ano t,
β0 é o parâmetro (coeficiente de regressão)
constante,
β1 a β22 são os parâmetros (coeficientes de re-
gressão) de cada uma das respectivas variáveis,
MEMB a SECFIN são as variáveis indepen-
dentes (identificadas no quadro 2.1),
ROE a ANO08 são as variáveis de controlo
(identificadas no quadro 2.1), e
E representa o erro (inerente ao modelo OLS).
Na análise dos factores que podem influenciar o
cumprimento das Recomendações são utiliza-
das variáveis de governo das sociedades e
variáveis de controlo, as quais são apresentadas
no quadro 2.1. As variáveis de governo das
(1)
2- Foram excluídas as Sociedades Anónimas Desportivas (SAD) para garantir a harmonia quanto ao período temporal considerado, dado o exercício económico das SAD ser distinto do das demais cotadas. Também as empresas “Companhia Industrial Resinas Sintéticas – Cires,
SA” e “Papelaria Fernandes – Indústria e Comércio, SA”, muito embora fossem cotadas até à data de 31 de Dezembro de 2007, não foram
incluídas no estudo uma vez que deixaram de ser cotadas nos anos seguintes. A “EDP Renováveis, SA”, não sendo uma sociedade de direi-
to nacional, também foi incluída na análise, dado estar sujeita à obrigação de cumprimento do Código de Governo das Sociedades da
CMVM. Relativamente à “Sonae Capital, SGPS, SA”, constituída em Dezembro de 2007 e que já se apresentava em bolsa no final desse
ano, dado a CMVM não ter feito a análise ao grau de cumprimento das Recomendações para 2007, apenas foi incluída nos anos 2008 e 2009. Finalmente as sociedades “F. Ramada – Investimentos, SGPS, SA” e “EDP Renováveis, SA” foram constituídas apenas em 2008,
pelo que não apresentam, igualmente, dados em 2007.
70 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
sociedades (designadas por variáveis indepen-
dentes) foram agrupadas em cinco grupos e cor-
respondem às várias hipóteses anteriormente
formuladas. A inclusão de variáveis de controlo
permite optimizar o modelo e as conclusões a
retirar, pretendendo-se aferir a existência de
possíveis efeitos perturbadores da análise.
Para o tratamento e cálculo dos dados, foram
utilizados o software econométrico Gretl e o
software estatístico Statistic Package for the
Social Sciences (SPSS), versão 17 para
Windows. Utilizou-se um nível de significância
de 1% e 5%, correspondendo a intervalos de
confiança de 99% e 95%, respectivamente.
No tratamento dos dados foi efectuado o diag-
nóstico ao modelo, testando-se a não violação
dos pressupostos do modelo de regressão linear,
que se consubstanciam na normalidade, na mul-
ticolinearidade, na autocorrelação e na homoce-
dasticidade. Nos casos em que se verificou não
estar cumprido algum destes pressupostos,
foram efectuadas as correcções aplicáveis.
71 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM ...: 71
Quadro 2.1:1 - Variáveis independentes e de controlo
Neste quadro são definidas as variáveis de governo das sociedades e as variáveis de controlo utilizadas para testar as hipóteses avançadas.
Variável Definição Autores Sinal Hipótese
1. Composição do órgão de gestão
MEMB Quantidade total de administradores Fama e Jensen (1983), Raheja
(2005), Denis e McConnell (2003) + H1a
INDEP Percentagem de administradores independentes
Gomes (2005), Peasnell et al.
(2004), Denis e McConnell (2003),
Block (1999), Carcello et al.
(2000), Agrawal e Knoeber (1996)
+ H1b
EXEC Percentagem de administradores executivos
Denis e McConnell (2003), Carcel-
lo et al. (2000), Agrawal e Knoeber
(1996)
– H1c
ROTAÇ Rotação de administradores (somas das entradas
com as saídas)
Farinha e Costa (2009), CMVM
(2009b) + H1d
REUN Quantidade de reuniões realizadas anualmente Carcello et al. (2000), Vafeas
(1999) + H1e
2. Remuneração do órgão de gestão
RVAR Percentagem da remuneração variável no total
das remunerações da administração
Parthasarathy, Menon e Bhattacher-
jee (2006), Brick et al. (2005) – H2a
RNEXEC
Percentagem da remuneração dos administradores
não executivos na remuneração dos administrado-
res executivos
Parthasarathy, Menon e Bhattacher-
jee (2006), Brick et al. (2005) ? H2b
3. Estrutura accionista
CONAC Valor, em percentagem, das participações qualifi-
cadas (> 2%) (concentração accionista)
Jensen e Meckling (1976), Li e Qi
(2008), Denis e McConnell (2003),
Shleifer e Vishny (1997), Agrawal
e Knoeber (1996), Martins e Mouti-
nho (2007)
+ H3a
ESTAD Dummy, que assume valor 1 se o capital social
da sociedade tem participação do Estado Batista (2009) + H3b
PADM Valor, em percentagem, das participações dos
administradores Li e Qi (2008), Mueller (2005) + H3c
4. Auditoria externa
BIG4 Dummy, que assume valor 1 se a sociedade tem
como auditor externo da CMVM uma das Big 4
Furuta e Santos (2010), Martins e
Moutinho (2007) + H4a
HONADM Percentagem dos honorários do auditor externo
na remuneração total da administração
Agrawal e Cooper (2007), Carcello
et al. (2000) – H4b
HONNAUD Percentagem dos honorários do auditor externo
em serviços não relacionados com auditoria Gomes (2005) – H4c
Cont.
72 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Variável Definição Autores Sinal Hipótese
5. Comissão de governo das sociedades e sector financeiro
CGS Dummy, que assume valor 1 se a sociedade dis-
põe de uma comissão de governo da sociedade Por definição, Silva et al. (2006) + H5a
SECFIN Dummy, que assume valor 1 se a sociedade per-
tencer ao sector financeiro
Adams e Mehran (2005), Hermalin
e Weisbach (2003) + H5b
6. Variáveis de controlo
ROE Rácio entre o resultado líquido do exercício e o
capital próprio * 100
Brick et al. (2005), Jong e Dijk
(1999), Agrawal e Knoeber (1996) ? -
END Rácio entre o total do passivo e o total do activo *
100
Jong e Dijk (1999), Denis e
McConnell (2003) – -
PSI20 Dummy, que assume valor 1 se a sociedade per-
tencer ao PSI 20 Batista (2009) + -
DIM Logaritmo do total do activo Martins e Moutinho (2007) ? -
MODMON Dummy, que assume valor 1 se a sociedade adop-
tar o modelo monista na sua estrutura societária Batista (2009) ? -
ANO09 Dummy, que assume valor 1 para as observações
do ano 2009
Controlo do ano, optimização do
modelo OLS ? -
ANO08 Dummy, que assume valor 1 para as observações
do ano 2008
Controlo do ano, optimização do
modelo OLS ? -
Fonte: Elaboração própria.
73 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM ...: 73
2.3 Análise prévia das variáveis
Importa desde já analisar as variáveis, na medi-
da permitem interpretar melhor os resultados do
estudo. Para tal, são apresentadas, no quadro
2.2, as principais estatísticas descritivas de cada
uma delas. Os dados foram agrupados por vari-
áveis contínuas e discretas, de forma a possibi-
litar uma melhor leitura dos mesmos.
Quadro 2.2:2 Estatística descritiva das variáveis independentes e de controlo
Neste quadro é apresentada a análise descritiva das variáveis utilizadas no modelo OLS (média, mediana, desvio-padrão, máximo e mínimo), para a globalidade as empresas utilizadas no estudo. (N=132)
Variáveis contínuas
Variável Média Mediana Desvio-
padrão Mínimo Máximo
Independentes
Quantidade total de administradores (MEMB) 10,15 9,00 5,857 3 31
% administradores independentes (INDEP) 19,81 20,00 19,045 0,00 62,50
% administradores executivos (EXEC) 55,80 50,00 24,152 19,05 100,00
Rotação de administradores (ROTAÇ) 2,68 2,00 3,539 0 20
N.º reuniões realizadas anualmente (REUN) 33,43 28,00 20,693 4 89
% remuneração variável (RVAR) 25,24 23,25 20,560 0,00 77,57
% remun. administ. não exec. nos exec. (RNEXEC) 22,82 12,16 31,535 0,00 206,09
% das participações qualificadas (CONAC) 73,72 75,40 14,263 29,54 99,74
% capital detido pelo Estado (ESTAD) 3,99 0,00 10,281 0,00 51,10
% capital detido pelos administradores (PADM) 24,79 7,25 28,672 0,00 87,39
% hononários na remuner. da administ. (HONADM) 42,30 27,34 70,905 2,41 664,41
% hononários não revisão legal contas (HONNAUD) 29,57 29,67 23,510 0,00 80,06
Controlo
ROE = Result. Líquido / Capital Próprio * 100 (ROE) 40,12 9,13 252,850 -133,75 2 793,19
Endividamento = Passivo / Activo * 100 (END) 76,13 75,33 19,353 14,60 144,91
Logaritmo do total do activo (DIM) 3,093 3,051 0,861 1,420 4,980
Variáveis discretas
Variável Observações %
Independentes
Auditor externo é uma das Big 4 (BIG4) 86 65,2
Comissão de Governo das Sociedades (CGS) 47 35,6
Pertence ao sector financeiro (SECFIN) 17 12,9
Controlo
Pertence ao PSI 20 (PSI20) 59 44,7
Adopta do modelo monista (MODMON) 96 72,7
Empresas do ano 2009 (ANO09) 45 34,1
Empresas do ano 2008 (ANO08) 45 34,1
Fonte: Elaboração própria.
74 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
No que se refere à composição do órgão de ges-
tão, verifica-se que 19,8% e 55,8% dos admi-
nistradores são, em média, independentes e exe-
cutivos, respectivamente. De notar, contudo,
que em 39,4% dos casos não existe qualquer
membro independente na administração. Pelo
menos metade das empresas têm, no mínimo,
um total de 9 administradores. A média da rota-
ção dos membros situa-se nos 2,68, o que não
denota um nível de estabilidade da administra-
ção (recorde-se que a média de membros é de
10 administradores por empresa). As adminis-
trações das empresas realizaram, em média, 33
reuniões anualmente.
A remuneração variável do órgão de gestão é,
em média, de 25,2%, enquanto que o peso mé-
dio dos salários dos administradores não execu-
tivos nos salários dos administradores executi-
vos situa-se nos 22,8%. Note-se, contudo, que
existem empresas em que não há remunerações
variáveis nem remuneração para os não executi-
vos (se bem que também existem casos em que
os administradores executivos ganham menos
que os não executivos).
No que respeita à estrutura accionista das em-
presas em estudo, nota-se uma acentuada con-
centração accionista (73,7% em média, chegan-
do a atingir, no caso mais elevado, os 99,7%).
A participação do Estado é residual (4% em
média), contrariamente ao peso do controlo pe-
los próprios administradores, que é de quase
25%.
A auditoria externa das sociedades é feita, em
quase 2/3 dos casos, por uma Big 4. Os honorá-
rios médios cobrados por cada empresa de audi-
toria correspondem a 42,3% da remuneração
total da administração (incluindo os membros
não executivos), havendo casos em que ultra-
passa. Os serviços extra auditoria que realizam
correspondem, em termos médios, a quase 30%
dos seus honorários, chegando a ser, nos limi-
tes, zero ou oitenta por cento.
Apesar de não ser de existência obrigatória, 47
das 132 observações (35,6%) têm uma comis-
são de governo das sociedades. De referir, ain-
da, que quase 13% das empresas pertence ao
sector financeiro.
Quanto às variáveis de controlo, nota-se, em
média, um ROE de 40,12% (muito influenciado
por um ROE bastante elevado da Lisgráfica,
que corresponde ao valor máximo – repare-se
que a mediana é de apenas 9,13%), um grau de
endividamento de 76,1% e um activo de 5.000
milhões de euros. Praticamente 45% das empre-
sas analisadas pertencem ao PSI 20. No que
concerne ao modelo societário adoptado, ape-
nas duas empresas usam o dualista; o modelo
mais comum é o monista (72,7% dos casos),
logo seguido pelo anglo-saxónico (22,7%).
Previamente à realização das regressões, foi
também elaborada a matriz de correlações entre
as variáveis do estudo. Pela leitura da mesma, é
possível detectar a existência de algumas variá-
veis com correlações estatisticamente significa-
tivas. Apesar de entre as variáveis independen-
tes existir uma correlação positiva superior a
50% entre REUN e MEMB (uma vez que ten-
dencialmente quantos mais membros tiver a
administração, mais reuniões são realizadas, e
vice versa), estas serão objecto de uma análise
individual recorrendo a modelos univariados.
De seguida, serão estimadas regressões, igual-
mente individuais, para cada uma das variáveis
independentes, mas desta feita acrescentando as
várias variáveis de controlo. Posteriormente,
opta-se pela realização de análises multivaria-
das com todas as variáveis independentes em
conjunto e incluem-se as variáveis de controlo
(à semelhança do que foi feito por outros inves-
tigadores como Martins e Moutinho, 2007 e
Silveira, 2002).
75 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM ...: 75
CAPÍTULO III
RESULTADOS DO ESTUDO
3.1. Análise univariada simples
A análise univariada simples resulta da necessi-
dade de averiguar o sentido das relações indivi-
duais identificadas na matriz de correlações.
Para tal, foram efectuadas regressões lineares
simples, individualmente para cada uma das
variáveis independentes, conforme o seguinte
modelo:
(2)
Em que:
GCit é o grau de cumprimento das Recomenda-
ções da empresa i no ano t,
β0 é o parâmetro (coeficiente de regressão)
constante,
β1 é o parâmetro (coeficientes de regressão) da
variável independente,
VARIÁVEL é a variável independente em estu-
do (que irá assumir, uma a uma, as variáveis
MEMB, INDEP, EXEC, ROTAÇ, REUN,
RVAR, RNEXEC, CONAC, ESTAD, PADM,
BIG4, HONADM, HONNAUD, CGS e
SECFIN), e
E representa o erro (inerente ao modelo OLS).
Para este modelo univariado, foram realizadas
tantas regressões quantas as variáveis indepen-
dentes. Os resultados obtidos encontram-se no
quadro 3.1.
Quadro 3.1:3 Resultados da análise univariada
Este quadro apresenta os resultados da análise univariada entre o valor absoluto do GC e as variáveis independentes, por OLS. * e **
evidenciam a existência de significância estatística de 5% e 1%, respectivamente, para testes bilaterais. (N=132)
Variável
independente
Sinal
previsto
F
Termo constante
(β0)
Var. independ.
(β1)
R2
ajustado Coef. Estatística t Coef. Estatística t
MEMB + 39,723** 61,469 23,443** 1,125 6,303** 22,8%
INDEP + 64,303** 61,041 32,884** 0,545 8,019** 32,6%
EXEC – 81,718** 97,575 31,351** -0,460 -9,040** 38,1%
ROTAÇ + 8,451** 69,673 32,561** 1,158 2,907** 5,4%
REUN + 30,669** 58,951 21,741** 0,382 5,538** 18,5%
RVAR – 3,789 68,058 27,756** 0,147 1,947 2,1%
RNEXEC ? 21,431** 70,532 36,456** 0,170 4,629** 13,5%
CONAC + 6,226* 95,427 10,378** -0,303 -2,495* 3,8%
ESTAD + 5,299* 70,371 42,463** 0,348 2,302* 3,2%
PADM + 0,928 70,445 33,970** 0,053 0,964 0,1%
BIG4 + 4,856* 67,087 25,589** 7,157 2,204* 2,9%
HONADM – 5,025* 69,675 38,653** 0,049 2,242* 3,0%
HONNAUD – 7,034** 66,660 27,122** 0,173 2,652** 4,4%
CGS + 56,725** 65,329 30,653** 18,032 7,532** 29,8%
SECFIN + 6,465* 70,800 38,532** 7,376 2,543* 4,0%
Fonte: Elaboração própria. Legenda: Conforme sinal previsto. Contrário ao sinal previsto.
76 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
De registar, desde já, que as regressões efectua-
das para as variáveis RVAR e PADM apresen-
tam um valor de F não estatisticamente signifi-
cativo, pelo que estes dois modelos não permi-
tem retirar conclusões.
Pela análise aos resultados obtidos, verifica-se a
existência de divergência entre o sinal verifica-
do e o sinal esperado apenas para as variáveis
CONAC, HONADM e HONNAUD. Os resul-
tados da regressão destas três variáveis têm
significância estatística e a literatura (Jensen e
Meckling, 1976; Agrawal e Cooper, 2007; e
Gomes, 2005) aponta para resultados contrários
aos obtidos, pelo que se terá de confirmar nos
modelos seguintes se o sinal se mantém.
Em relação aos outros factores, os postulados
identificados nas hipóteses apresentadas indici-
am validade para as variáveis MEMB, INDEP,
EXEC, ROTAÇ, REUN, RNEXEC, ESTAD,
BIG4, CGS e SECFIN. No entanto, atendendo
apenas a esta regressão univariada é ainda pre-
maturo formular qualquer juízo acerca da vali-
dade das hipóteses.
3.2. Análises multivariadas
Passamos agora para a análise multivariada in-
dividual, considerando individualmente uma
variável independente explicativa do grau de
cumprimento das Recomendações, em conjunto
com todas as variáveis de controlo. Este teste
permite averiguar se os resultados da análise
univariada estão influenciados por algum dos
factores que foram identificados como impor-
tantes para eliminar eventuais «distúrbios» no
estudo (por isso mesmo denominados como
factores/variáveis de controlo).
O mecanismo utilizado foi, desta feita, efectuar
regressões lineares múltiplas, individualmente
para cada uma das variáveis independentes,
conforme o seguinte modelo:
(3)
Em que:
GCit é o grau de cumprimento das Recomen-
dações da empresa i no ano t,
β0 é o parâmetro (coeficiente de regressão)
constante,
β1 a β8 são os parâmetros (coeficientes de re-
gressão) de cada uma das respectivas variáveis,
VARIÁVEL é a variável independente em estu-
do (que irá assumir, uma a uma, as variáveis
MEMB, INDEP, EXEC, ROTAÇ, REUN,
RVAR, RNEXEC, CONAC, ESTAD, PADM,
BIG4, HONADM, HONNAUD, CGS e
SECFIN),
ROE a ANO08 são as variáveis de controlo, e
E representa o erro (inerente ao modelo OLS).
Foram efectuadas tantas regressões quantas as
variáveis independentes. Os resultados obtidos
indicam que todos estes modelos se apresentam
como estatisticamente significativos (F < 0,05).
Através desta análise verifica-se que os sinais
obtidos estão, na maioria dos casos, de acordo
com a literatura (tal como no modelo univaria-
do). No entanto, no que respeita à significância
individual dos coeficientes, aqui baixa para
quatro casos: INDEP, EXEC, PADM e CGS.
Para as restantes hipóteses formuladas, não se
constata a existência de qualquer relação entre
os factores apresentados e o grau de cumpri-
mento.
77 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM ...: 77
No que concerne às variáveis de controlo, retira
-se que apenas as variáveis ROE e PSI20 não
apresentam significância estatística, muito em-
bora o sinal desta última se encontra de acordo
com a revisão de literatura efectuada. Conse-
quentemente, existem indícios que tanto o endi-
vidamento, como a adopção do modelo monista
estão negativamente relacionados com o grau
de cumprimento das Recomendações. Já a di-
mensão da empresa e os anos a que respeitam
os dados surgem positivamente associados ao
cumprimento das normas recomendatórias da
CMVM em matéria de governance.
Uma segunda análise multivariada, separada
para cada um dos cinco conjuntos/blocos de
variáveis independentes, dão informação adici-
onal para o estudo. Nesta regressão é possível
confirmar a significância estatística de quatro
das variáveis independentes anteriormente iden-
tificadas (INDEP, EXEC, RNEXEC e CGS).
Quanto aos factores RVAR, CONAC, ESTAD
e PADM verifica-se que são estatisticamente
significativos a 99% em pelo menos um dos
modelos. No entanto, estes modelos têm uma
capacidade de previsão mais limitada do que os
modelos apresentados anteriormente. No que
concerne às variáveis de controlo, verifica-se
novamente que apenas o ROE e o PSI20 não
são determinantes para o cumprimento das Re-
comendações de governance do regulador.
Feitos estes testes prévios, ir-se-á, agora, pôr
em prática o modelo OLS completo, inicial-
mente definido na fórmula (1). Serão construí-
dos dois modelos: no Modelo 1 é estudada a
relação entre a totalidade das variáveis indepen-
dentes e o grau de cumprimento das Recomen-
dações; no Modelo 2 são adicionadas as variá-
veis de controlo. Atente-se, então, no próximo
quadro (3.2) que transmite os resultados
obtidos.
78 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Nestes resultados constata-se a existência de
sete variáveis estatisticamente significativas,
INDEP, EXEC, REUN, RNEXEC, PADM,
BIG4 e CGS, todas elas convergentes com o
sinal esperado. Adicionalmente, no Modelo 2 as
variáveis RVAR e ESTAD têm, também, signi-
ficância estatística, em desacordo e de acordo
com a literatura, respectivamente. O nível de
relevância, medido pelo R2 ajustado, situa-se
nos 74% para o Modelo 1 e nos 88% para o
Modelo 2, com probabilidade associada ao teste
F de 0,000, comprovando globalmente a valida-
de dos modelos.
Apesar de os resultados obtidos das variáveis
de controlo serem concordantes com os espera-
dos, apenas a escolha de um modelo monista e
o ano dos dados apresentam um grau de
confiança igual ou superior a 95%, havendo,
portanto, indícios de estarem relacionadas com
Quadro 3.2:4 Resultados da análise multivariada para a totalidade das variáveis independentes
Este quadro apresenta duas análises multivariadas. O Modelo 1 apresenta os resultados entre o GC e todas as variáveis
independentes, por OLS. No Modelo 2 são adicionadas as variáveis de controlo. * e ** evidenciam a existência de significância estatística de 5% e 1%, respectivamente, para testes bilaterais. (N=132)
Variável Sinal
previsto
Modelo 1 Modelo 2
Coef. Estatística t Coef. Estatística t
F 25,643** 45,345**
Constante (β0) 56,851 5,372** 68,959 8,825**
Variáveis independentes
MEMB + 0,294 1,192 0,130 0,596
INDEP + 0,199 2,827** 0,190 3,556**
EXEC – -0,178 -2,428* -0,155 -2,983**
ROTAÇ + 0,102 0,429 -0,256 -1,504
REUN + 0,173 3,551** 0,173 4,110**
RVAR – 0,081 1,549 0,112 2,365*
RNEXEC ? 0,131 4,723** 0,091 3,650**
CONAC + -0,021 -0,317 -0,065 -1,485
ESTAD + 0,116 1,361 0,132 2,356*
PADM + 0,167 6,558** 0,151 6,203**
BIG4 + 5,387 3,067** 2,382 1,682
HONADM – -0,021 -1,246 0,005 0,280
HONNAUD – 0,032 0,857 0,007 0,254
CGS + 2,829 1,322 6,075 3,774**
SECFIN + -0,771 -0,217 5,327 1,935
Variáveis de controlo
ROE ? 0,003 1,445
END – -0,032 -0,665
PSI20 + 2,176 1,155
DIM ? -2,839 -1,826
MODMON ? -3,843 -1,995*
ANO09 ? 11,611 8,632**
ANO08 ? 6,820 4,889**
R2 ajustado 73,8% 88,2%
Fonte: Elaboração própria. Legenda: Conforme sinal previsto.
79 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM ...: 79
o cumprimento das Recomendações. Quanto ao
ROE, END, PSI20 e DIM nada é possível con-
cluir por estes modelos.
3.3. Testes adicionais
De forma a conhecer melhor o comportamento
do grau de cumprimento das Recomendações,
efectuamos de seguida testes estatísticos que
permitem verificar o comportamento de simila-
ridade, isto é, se existem diferenças entre as
mesmas variáveis para diferentes factores. Nes-
te sentido, efectua-se um teste paramétrico e um
não paramétrico, consubstanciados no teste t
para duas amostras independentes e no teste
Mann-Whitney (teste z), respectivamente. Para
estes testes foram seguidas as explicações de
Pestana e Gageiro (2003). Esta metodologia foi
utilizada, entre outros, por Cunha (2005) e
Durães e Moutinho (2010).
Os critérios de análise que foram definidos para
cada uma das variáveis foram obtidos em fun-
ção da média que cada um dos factores tem na
amostra de empresas utilizada no estudo, com
excepção das variáveis ESTAD (em que foi
utilizado o critério dicotómico da existência, ou
não, de participação do Estado nas empresas),
PADM (em que se utilizou o critério da existên-
cia de uma percentagem de participação a partir
da qual existe obrigatoriedade de comunicação
à CMVM – 2%), BIG4 (utilizando-se igual-
mente um critério dicotómico para as empresas
em que o auditor externo é, ou não, uma das
multinacionais de auditoria), HONADM
(seguiu-se o mesmo critério que o peso dos ho-
norários não auditoria – trinta por cento) e ROE
(em que se consideraram as rendibilidades do
capital próprio a partir de 10%).
No quadro 3.3 são apresentados os resultados
dos testes t e z para as médias do grau de cum-
primento das Recomendações.
80 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
No que respeita à composição dos órgãos de
gestão das empresas cotadas em Portugal no
período de 2007 a 2009, verifica-se a existência
de significância estatística para todos os testes.
De facto, as empresas com mais de dez admi-
nistradores têm melhores desempenhos de go-
vernance. Igual comportamento dá-se nas em-
presas em que o peso dos administradores inde-
pendentes ultrapassa os vinte por cento. Conse-
quente e contrariamente, empresas em que mais
de metade dos seus membros do órgão de ges-
tão são executivos são, tendencialmente, menos
cumpridoras das Recomendações. Os testes per-
mitiram ainda saber que as sociedades cotadas
que realizam mais reuniões e praticam uma
maior rotação da administração apresentam um
maior grau de cumprimento das recomendações
da CMVM sobre o governo das sociedades.
Desta forma, a composição das administrações
têm uma influência considerável no cumpri-
mento das Recomendações.
Quanto à remuneração dos administradores, não
é possível encontrar evidência estatística sufici-
ente para saber a influência que o peso da retri-
buição variável tem nas práticas de governance.
Quadro 3.3:5 Testes paramétricos e não paramétricos à média do GC
Neste quadro são apresentados os resultados dos testes paramétricos para duas amostras independentes (teste t) e não paramétricos
Mann-Whitney (teste z) entre cada uma das variáveis utilizadas no estudo e o GC. * e ** evidenciam a existência de significância
estatística de 5% e 1%, respectivamente, para testes bilaterais. (N=132)
Variável Critério
Sinal
prev.
Grau de cumprimento médio N
Teste t Teste z
Sim Não
Sim
Cumpre o
critério
Não
Não cumpre
o critério
Sim
Cumpre o
critério
Não
Não cumpre
o critério
MEMB > 10 + 82,98** 66,14** 90,38** 54,56** 44 88
INDEP > 20% + 82,14** 61,67** 89,92** 43,78** 65 67
EXEC > 50% – 60,20** 81,08** 40,84** 87,24** 59 73
ROTAÇ > 2 + 77,78** 68,63** 77,68* 60,72* 45 87
REUN > 30 + 78,39** 65,87** 80,48** 54,11** 62 70
RVAR > 25% – 75,45 68,47 74,30* 59,59* 62 70
RNEXEC > 20% ? 80,64** 66,33** 84,40** 55,59** 50 82
CONAC > 75% + 68,87 74,72 59,71* 73,50* 67 65
ESTAD > 0% + 77,54 70,33 79,85* 63,23* 26 106
PADM > 2% + 70,77 72,97 64,86 68,53 73 59
BIG4 Sim + 74,24 67,09 71,42* 57,29* 86 46
HONADM > 30% – 76,10 68,13 76,51** 58,16** 60 72
HONNAUD > 30% – 73,89 69,74 70,57 62,67 64 68
CGS Sim + 83,36** 65,33** 91,12** 52,89** 47 85
SECFIN Sim + 78,18** 70,80** 77,88 64,82 17 115
ROE > 10% ? 70,30 73,00 62,75 69,73 61 71
END > 75% – 72,29 71,16 68,17 64,67 69 63
PSI20 Sim + 79,85** 65,21** 83,61** 52,67** 59 73
DIM > €5.000M ? 81,75** 69,06** 89,66** 59,98** 28 104
MODMON Sim ? 67,02** 84,36** 55,83** 94,96** 96 36
ANO09 Sim ? 80,36** 67,30** 85,73** 56,55** 45 87
ANO08 Sim ? 73,00 71,10 67,10 66,19 45 87
Fonte: Elaboração própria. Legenda: Conforme sinal previsto.
81 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM ...: 81
Consegue-se, contudo, aferir que existe uma
associação positiva entre o peso das remunera-
ções dos membros não executivos do órgão de
gestão e o cumprimento das práticas de governo
das sociedades.
Nenhum dos factores relacionados com a estru-
tura accionista se mostrou significativamente
estatístico, pelo que não é possível retirar con-
clusões. O mesmo acontece com as variáveis
que analisam a auditoria externa das empresas,
com excepção do facto de uma sociedade ser
auditada por uma das Big 4. Neste caso mostra
fortes indícios de haver uma relação positiva
com o cumprimento das Recomendações. Refi-
ra-se que, apesar de não identificado no quadro,
a significância do teste t para esta variável apre-
senta-se muito perto dos cinco por cento.
Conforme indicado pela literatura, as empresas
que criaram uma comissão de governo das soci-
edades (ou equivalente) apresentam níveis de
governance com relevância estatística mais
elevada do que aquelas que não o fizeram.
Finalmente no que respeita às variáveis de con-
trolo, de realçar três factores: (a) as empresas
pertencentes ao PSI 20 têm um grau de cumpri-
mento consideravelmente maior que as não per-
tencentes ao principal índice bolsista (80% ver-
sus 65%); (b) as práticas de governance são
melhores nas empresas de maior dimensão; e
(c) as empresas que adoptam o modelo monista
são menos cumpridoras das Recomendações.
De um outro prisma, fizemos outro teste
(igualmente um paramétrico e um não para-
métrico) às médias do grau de cumprimento
das Recomendações, que neste estudo é de
72%, separando as empresas mais cumpridoras
das menos respeitadoras, ou seja, comparando
as empresas que cumprem mais de 72% das que
estão abaixo deste valor.
Neste segundo teste, os resultados relativos às
variáveis MEMB, INDEP, EXEC, ROTAÇ,
REUN, RNEXEC, CGS, PSI20, DIM e
MODMON são coincidentes com a tendência
verificada na análise anterior (quadro 3.3). De
facto, a título de exemplo, as empresas mais
cumpridoras têm, em média, 12 membros na
administração (contra os sete das que cumprem
menos), 29% de independentes (contrastando
com 7% das outras), fazem 41 reuniões anuais
(face às 23 – praticamente metade – das demais
empresas) ou têm maior tendência para criar o
comité de governance (56% versus 7%). Quan-
to à variável BIG4, por esta análise não se con-
segue obter uma significância abaixo de 5%,
pelo que não é possível retirar conclusões.
Estes testes às médias acrescentam novas infor-
mações acerca de quatro variáveis. Por um lado,
a maior parte das empresas cotadas em Portugal
que têm uma participação do Estado português
no seu capital social estão no leque das mais
cumpridoras. Depois, as empresas que atribuem
maiores honorários aos auditores e em que es-
ses mesmos auditores prestam mais serviços
extra auditoria, em média, cumprem mais as
Recomendações, contrariando o estudo de
Agrawal e Cooper (2007) e o defendido por
Gomes (2003), mas indo ao encontro das consi-
derações teóricas expostas por Carcello et al.
(2000). Por fim, indica que, em média, as em-
presas financeiras aderem mais às práticas de
governance que as demais.
3.4. Comparação e análise dos resultados
De forma a termos uma abordagem comparati-
va dos vários modelos de regressões efectua-
dos, apresenta-se um quadro-resumo com os
sinais obtidos (quadro 3.4).
82 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Da sua leitura é possível retirar que os modelos
aplicados foram-se sucessivamente aperfeiçoan-
do, tendo o último modelo multivariado conjun-
to apresentado um nível de eficiência na ordem
dos 88% (isto é, o grau de cumprimento das
Recomendações da CMVM sobre o governo
das sociedades cotadas em Portugal é explica-
do, com oitenta e oito por cento de validade
estatística, pelas variáveis/factores menciona-
dos).
As divergências entre o sinal esperado e o obti-
do no modelo univariado para as variáveis
CONAC, HONADM e HONNAUD não se
conseguiram confirmar nas restantes regressões
(ainda que mais aperfeiçoadas), pelo que nada é
possível concluir sobre as mesmas. Quanto às
variáveis MEMB, ROTAÇ e SECFIN, que se
apresentavam inicialmente como estatistica-
mente significativas, não se veio a confirmar
tais resultados nos modelos seguintes,
deixando igualmente de se conseguir retirar
uma conclusão válida. A RVAR, com sinal
contrário à literatura, apenas se mostra signifi-
cativamente estatística num dos modelos, pelo
que também não é possível concluir sobre o seu
Quadro 3.4:6 Comparação dos resultados das análises OLS efectuadas
Neste quadro são apresentadas as comparações entre os sinais previstos na literatura e os sinais obtidos em cada uma das regressões OLS
efectuadas (univariada, multivariada individual e multivariada conjunta), bom como o respectivo R2 ajustado (para as duas primeiras análises calculou-se a média ponderada dos R2 ajustados obtidos individualmente por cada regressão face aos coeficientes β dos
respectivos modelos). * e ** evidenciam a existência de significância estatística de 5% e 1%, respectivamente, para testes bilaterais.
Variável
Sinal
previsto
Sinal obtido
Análise
univariada
Análise
multivariada
individual
Análise multivariada
conjunta
Mod. 1 Mod. 2
Variáveis independentes
MEMB + +** + + +
INDEP + +** +** +** +**
EXEC – –** –** –* –**
ROTAÇ + +** – + –
REUN + +** + +** +**
RVAR – – + + +*
RNEXEC ? +** + +** +**
CONAC + –* – – –
ESTAD + +* + + +*
PADM + + +** +** +**
BIG4 + +* + +** +
HONADM – +* – – +
HONNAUD – +** – + +
CGS + +** +** + +**
SECFIN + +* – – +
Variáveis de controlo
ROE ? + +
END – –** –
PSI20 + + +
DIM ? +** –
MODMON ? –** –*
ANO09 ? +** +**
ANO08 ? +** +**
R2 ajustado 12,6% 54,6% 73,8% 88,2%
Fonte: Elaboração própria. Legenda: Conforme sinal previsto. Contrário ao sinal previsto.
83 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM ...: 83
relacionamento com os desempenhos de gover-
nance.
Quanto à variável ESTAD, que foi tida como
estatisticamente relevante em duas das regres-
sões, será considerada como confirmada pelo
estudo – mas com um nível de confirmação
mais reduzido – uma vez que apresenta indícios
de ser capaz de influenciar as empresas que são
participadas pelo Estado a cumprir mais Reco-
mendações.
Contrariamente, as variáveis INDEP e EXEC
confirmaram a sua significância estatística em
todas as regressões efectuadas. Já a REUN, a
RNEXEC, a PADM e a CGS foram confirma-
das em três dos quatro modelos utilizados, pelo
que pode igualmente tomar-se a sua validade. A
variável BIG4 foi confirmada estatisticamente a
99%, 95% e 90% em três das quatro regressões,
pelo que é possível considerá-la como confir-
mada pelo estudo.
No que respeita às variáveis de controlo, tam-
bém apenas é possível concluir que o
MODMON, o ANO09 e o ANO08 têm signifi-
cância estatística em todos os modelos analisa-
dos.
Em suma, uma análise global dos resultados
obtidos no estudo leva à confirmação das hipó-
teses 1b (composição do órgão de gestão), 1c
(quantidade de membros executivos), 1e
(número alargado de reuniões dos órgãos de
gestão), 2b (a proporção da remuneração dos
membros não executivos), 3b (participação do
Estado), 3c (menor separação entre gestão e
propriedade), 4a (Big 4 auditor externo) e 5a
(existência de uma comissão de governance).
Os testes efectuados às médias do grau de
cumprimento também permitem concluir sobre
outros aspectos relevantes. As cinco variáveis
relacionadas com a composição da administra-
ção das empresas cotadas em Portugal permi-
tem afirmar que as empresas com mais de 10
administradores, com mais de 20% independen-
tes, com menos de 50% executivos, em que
existe uma rotação da administração de pelo
menos dois membros ou em que o órgão de
gestão realize mais de 30 reuniões por ano,
apresentam maiores desempenhos de governan-
ce. Também as empresas cotadas que atribuem
aos seus administradores não executivos uma
remuneração que representa mais de 20% do
que ganham os membros executivos cumprem
mais as Recomendações. No que toca à audito-
ria externa e ao controlo interno do governo das
sociedades, de realçar também que quando uma
empresa é auditada por uma das Big 4 ou tem
um comité autónomo de governance, tendenci-
almente cumpre mais as regras recomendatórias
do regulador.
Adicionalmente, é de realçar que as empresas
que apresentam melhor desempenho de gover-
nance são caracterizadas por terem uma maior
participação do Estado no seu capital social.
Ademais, os seus auditores externos têm hono-
rários mais elevados (quando comparados com
as remunerações dos administradores) e são
contratados mais vezes para prestarem serviços
complementares aos de auditoria.
Por fim, mais três aspectos importantes, relacio-
nadas com as variáveis de controlo: as empresas
pertencentes ao PSI 20 ou com um activo supe-
rior a cinco biliões de euros, em média, cum-
prem mais as Recomendações do que as que
não satisfazem estes critérios. E as empresas
que se estruturam segundo o modelo latino/
clássico/monista são menos cumpridoras das
Recomendações do que as que adoptam o
modelo anglo-saxónico ou o dualista.
84 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
CONCLUSÕES
Neste estudo pretendeu-se conhecer os factores
que influenciam o grau de cumprimento das
Recomendações da CMVM sobre o governo
das sociedades cotadas em Portugal, tendo por
base a avaliação anual efectuada pelo regulador,
nos anos de 2007 a 2009.
A revisão de literatura conduziu a um leque de
hipóteses, baseadas em factores que indiciam
preponderância no âmbito do governo das soci-
edades, relacionados com cinco grandes aspec-
tos: composição do órgão de gestão, remunera-
ção dos administradores, estrutura accionista,
auditoria externa e comissão de governo das
sociedades e sector financeiro.
A metodologia seguida foi a aplicação de vários
modelos OLS e a realização de testes adicionais
(paramétricos e não paramétricos) de validação
dos resultados obtidos. Conseguiu-se obter evi-
dência estatística da influência de mais de meta-
de das variáveis sobre o grau de cumprimento
das Recomendações (utilizando um nível de
significância máximo de 5%, correspondendo a
um grau de confiança mínimo de 95%).
Em concreto, os resultados deste estudo levam
a concluir pela confirmação das hipóteses rela-
cionadas com:
1. A independência dos administradores:
quanto mais independentes existirem,
maior é o cumprimento das Recomenda-
ções.
2. O peso dos membros executivos na admi-
nistração: o cumprimento aumenta quan-
do existem menos administradores exe-
cutivos.
3. O número de reuniões anuais realizadas
pelo órgão de gestão: quanto mais reuni-
ões houver, tendencialmente existe um
melhor desempenho de governance.
4. A remuneração dos administradores não
executivos: um maior peso da remunera-
ção dos membros não executivos face à
remuneração dos executivos, levam a um
maior grau de cumprimento das Reco-
mendações.
5. A participação do Estado: quando o Esta-
do tem uma participação no capital social
da empresa, o cumprimento das normas
recomendatórias da CMVM é maior.
6. A participação dos administradores no
capital da empresa: quanto maior for,
mais são cumpridas as Recomendações.
7. A auditoria externa: se for levada a cabo
por uma das multinacionais de auditoria,
a empresa apresenta um grau de cumpri-
mento mais elevado.
8. O controlo das práticas de governance:
quando existe, mediante a criação de uma
comissão/comité específico para o efeito,
confirmou-se que tendencialmente são
cumpridas mais Recomendações.
De referir, contudo, que os resultados encontra-
dos neste estudo podem estar condicionados por
algumas limitações, nomeadamente o tamanho
da amostra (132 observações), o horizonte tem-
poral limitado a três anos (de 2007 a 2009) e o
seu âmbito abranger apenas as empresas cota-
das, muito embora outros estudos utilizem
amostras idênticas.
Os objectivos propostos inicialmente foram
alcançados, tendo este trabalho contribuído para
um enriquecimento de conhecimentos e para
acrescentar algum valor aos vastos estudos
existentes na área do governo das sociedades,
em particular em Portugal.
85 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
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FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM ...: 85
86 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
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87 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
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FACTORES QUE INFLUENCIAM O CUMPRIMENTO DAS RECOMENDAÇÕES DA CMVM ...: 87
88 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
1. INTRODUÇÃO
O fenómeno da globalização, de acordo com o
World Economic Outlook (1997) of the Interna-
cional Monetary Found (FMI), é descrito como
a crescente interdependência económica dos
países no âmbito mundial, mediante um cres-
cente volume e uma variedade de transações de
bens, serviços e fluxos de capitais através das
fronteiras e da mais ampla difusão de tecnolo-
gias. Este fenómeno tem motivado grandes mu-
danças especialmente a nível social, económico
e cultural. [Neves (2006)]
De acordo com Neves (2011), a partir dos anos
90 observou-se o surgimento de diversas crises
de carácter económico-financeiro, cuja génese
provavelmente não assenta em questões inter-
nas dos países em causa, constatou-se que as
economias podem ser vulneráveis e suscetíveis
aos choques externos e desta forma são permeá-
veis ao contágio.
Assim, é espectável que entre os países haja
influência económico-financeira com diferentes
impactos, especialmente no mercado de capi-
tais. O que poderá afetar a sua capacidade de
promover o desenvolvimento económico e soci-
al, impossibilitar os investidores de canalizarem
as suas poupanças para o investimento produti-
vo e ou redistribuição do risco [Stutely (1996)].
Este estudo tem como objetivo analisar e avali-
ar a influência de um conjunto de indicadores
económicos sobre o comportamento do Portu-
guese Stock Index (PSI 20) e apurar se existe
uma capacidade diferenciada de influenciar o
PSI 20 face à nacionalidade dos respetivos indi-
cadores económicos.
No presente estudo são analisados três indica-
dores económicos: índice de produção industri-
al, taxa harmonizada de desemprego e índice de
preços do consumidor. Estes indicadores serão
alvo de análise tendo em conta a sua nacionali-
dade. Neste contexto será tida em consideração,
a atividade económica e a inflação dos Estados
Unidos, da Alemanha e de Portugal. O indica-
dor financeiro em análise é o PSI 20, índice de
referência da Euronext Lisbon.
Através da análise da relação entre determina-
dos fatores económicos e o comportamento do
mercado bolsista de ações português (PSI 20),
procura-se, com o presente estudo, fornecer
uma contribuição válida para a questão especí-
fica da relevância da atividade económica como
determinante do comportamento do índice do
mercado de ações.
ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS INDICADORES ECONÓMICOS
NACIONAIS E INTERNACIONAIS NO PSI 20*
TIAGO SIMENTA
** E ANDREIA DIONÍSIO***
* Artigo baseado na dissertação de Mestrado em Gestão na Universidade de Évora.
** Mestre em Gestão pela Universidade de Évora.
*** Professora Assistente da Universidade de Évora, CEFAGE-UE e Departamento de Gestão.
89 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Este artigo está estruturado da seguinte forma:
na Secção 2 é apresentada a revisão da literatu-
ra que suporta bibliograficamente este estudo.
Na Secção 3 é descrita a metodologia do estu-
do. A Secção 4 apresenta os dados e resultados
empíricos e por fim, na Secção 5 são efetuadas
as devidas conclusões. Face aos resultados apu-
rados no presente estudo, constata-se que os
indicadores económicos nacionais não exercem
uma influência estatisticamente significativa
sobre as cotações do PSI 20, observando-se que
apenas alguns dos indicadores económicos in-
ternacionais analisados influenciam significati-
vamente aquele índice.
2. REVISÃO BIBLIOGRÁFICA
O mercado de capitais é a praça onde se nego-
ceiam os títulos (ações) representativos do capi-
tal de uma empresa/sociedade. As ações são
negociadas diariamente por investidores e o seu
preço resulta do equilíbrio entre a oferta e a
procura. Assim, quanto maior for o interesse
dos investidores maior é a probabilidade do
valor da ação subir e, quanto menor for esse
interesse maior é a probabilidade do valor da
ação descer. [Viana (2009)]
Segundo Bekaert et al (1995) o desenvolvimen-
to do mercado financeiro contribuiu de forma
significativa para facultar recursos financeiros
ao sector produtivo da economia a nível mundi-
al.
Binswanger (1999), refere que, a partir dos anos
oitenta existiu uma alteração na forma como
ocorre a influência dos indicadores macroeco-
nómicos sobre os mercados de capitais. Tal fac-
to também é expresso nos estudos sobre as cri-
ses financeiras, as quais até aos anos 80 eram
consideradas acontecimentos isolados, da res-
ponsabilidade da política interna de cada país,
motivo pelo qual não se equacionava a hipótese
de contágio entre mercados financeiros de dife-
rentes países. Contudo, a partir dos anos 90
com o surgimento de diversas crises económico
-financeiras: México (1994-1995), Ásia (1997-
1998), Rússia (1998), Brasil (1999), Argentina
(2001-2002), o paradoxo foi alterado. Uma vez
que as crises não se circunscreviam às frontei-
ras internas dos países mas, por efeito dominó,
espalhavam-se rapidamente por todo o mundo,
constatou-se que as economias podem ser vul-
neráveis e suscetíveis aos choques externos e
desta forma são permeáveis ao contágio. [Neves
(2011)]
A investigação sobre modelos capazes de expli-
car a evolução dos preços e das taxas de rendi-
bilidade dos ativos transacionados no mercado
bolsista, tem dado origem a muitos estudos em-
píricos. Com o desenvolvimento tecnológico e
o consequente desenvolvimento dos mercados
financeiros, académicos e investidores, tem-se
procurado desenvolver modelos capazes de ex-
plicar a evolução dos preços e das taxas de ren-
dibilidade dos ativos neles transacionados para
desta forma tentar antever a sua evolução bol-
sista. [Curto et al. (2003)]
Uma das primeiras tentativas para descrever o
comportamento dos preços dos ativos financei-
ros remonta ao início do século passado com o
estudo do passeio aleatório de Bachelier (1900).
Mas a pouca importância atribuída ao referido
trabalho contribuiu para que o modelo do pas-
seio aleatório tivesse sido descoberto de forma
independente por Osborne em 1959.
De acordo com a teoria do passeio aleatório, as
variações no logaritmo do preço entre transa-
ções sucessivas de uma ação, que constituem as
taxas de rendibilidade compostas continuamen-
te, são variáveis aleatórias independentes e
identicamente distribuídas (i.i.d.). [Fama
(1965)]
ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS INDICADORES ECONÓMICOS NACIONAIS E INTERNACIONAIS NO PSI 20 : 89
90 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
O estudo das variáveis suscetíveis de explicar
os preços das ações da empresa no mercado de
capitais, efetuado por Gallizo et al. (2006), re-
vela-se de extrema importância para os admi-
nistradores das empresas cotadas nesse mesmo
mercado de capitais, e também, para os analis-
tas financeiros que podem utilizar esta informa-
ção para orientar os seus investimentos no refe-
rido mercado. Face à literatura existente pode-
mos afirmar que o preço das ações de uma em-
presa/sociedade pode ser influenciado por uma
série de variáveis. Estas podem ser agrupadas
em quatro grandes grupos: as específicas à em-
presa, as sectoriais, as relativas ao funciona-
mento do mercado de capitais e as macroeconó-
micas. [Saias et al. (1998)]
De acordo com vários autores nomeadamente,
Matos (2007), o ciclo de mercado e o ciclo eco-
nómico estão correlacionados, assim o cresci-
mento económico induz uma valorização bol-
sista justificando a correlação positiva entre o
PIB e a ações.
Jiranyakul (2009) analisa as relações entre o
mercado de ações e as variáveis macroeconómi-
cas na Tailândia. Sendo de destacar o facto de
as variáveis estarem cointegradas, o que revela
existir uma relação de longo prazo entre o índi-
ce do mercado de ações e as variáveis macroe-
conómicas. Os testes de causalidade demons-
tram relações bidireccionais de causa entre o
retorno do mercado de ações e a taxa de cresci-
mento a curto e a longo prazo.
Cauchie, et al. (2003) também demonstrou que
os indicadores macroeconómicos influenciam a
rendibilidade das ações do mercado Suíço, ra-
zão pela qual, no seu estudo classificou o referi-
do mercado de internacionalmente integrado
mas imperfeito.
Outros estudos defendem que a variação das
taxas de rendibilidade das acções poderia ser
explicada, em parte, pelos valores esperados de
algumas variáveis económicas. [Fama (1981),
Geske et al.(1983), James et al. (1985), Asprem
(1989), Fama (1990), Schwert (1990), Choi et
al. (1999), Binswanger (2000, 2001)]
No âmbito da relação anteriormente referida,
existem estudos empíricos que, por sua vez,
defendem a influência dos ativos bolsistas sobre
as variáveis macroeconómicas, em especial as
que caracterizam o crescimento económico.
Asprem (1989) refere que quando se assume a
eficiência dos mercados, são as expectativas
dos investidores acerca dos valores futuros das
variáveis representativas da atividade económi-
ca real que deverão influenciar o comportamen-
to dos preços das ações. Por conseguinte os pre-
ços das ações deverão constituir um informador
ou indicador sobre a atividade económica real
futura. [Binswanger (2000)]
O presente estudo foca-se na influência das va-
riáveis macroeconómicas (índice de produção
industrial, taxa harmonizada de desemprego e
índice de preços do consumidor) sobre o PSI
20, pelo que, os acontecimentos económicos
espelhados através dos respetivos indicadores
económicos são vitais para investidores, finan-
ceiros, banqueiros, e políticos. A sua correta
interpretação permite maximizar o rendimento
de um investimento, analisar empresas e produ-
tos, determinar o momento para efetuar um in-
vestimento, obter uma melhor compreensão
económica do mercado interno e externo e as-
sim efetuar um juízo fácil acerca da política
económica de um governo. [Stutely (1996)]
O estudo realizado por Gisbert e Inchausti
(1997) ao mercado Bolsista Espanhol, conside-
ra que algumas variáveis macroeconómicas
presentes na análise fundamental, como a cota-
ção da peseta e a inflação, se apresentam signi-
ficativas na explicação dos preços das ações das
91 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
empresas no mercado de capitais.
Chopin e Zhong (2001) aplicaram o modelo
VECM (vector error correction model) às se-
guintes variáveis: índice S&P 500, índice de
preços no consumidor, índice de produção in-
dustrial, taxa de juro sem risco, massa monetá-
ria e défice do banco federal. No estudo em
causa concluíram também que a relação negati-
va não é causal, pois a relação negativa entre a
atividade económica real e a inflação induz a
relação positiva entre as taxas de rendibilidade
das ações e a atividade económica real.
Geske e Roll (1983) concluíram que a correla-
ção negativa entre as taxas de rendibilidade das
ações e a inflação tem como causa as variações
na atividade económica real que irão provocar
variações na taxa de crescimento da oferta de
moeda que, por sua vez, influencia a inflação
esperada.
Asprem (1989) encontrou também uma relação
negativa entre as taxas de rendibilidade dos ín-
dices bolsistas de vários países europeus e a
inflação esperada e não esperada, realçando
países como a Dinamarca, Finlândia, Alema-
nha, Holanda e Noruega como os países que
obtiveram os resultados mais significativos.
No estudo que procurou relacionar o comporta-
mento dos índices bolsistas de alguns países
europeus com o emprego, Asprem (1989) cons-
tatou a existência de uma relação negativa entre
estas variáveis. Uma das possíveis explicações
referidas pelo autor reside no gap, ou seja, no
facto de o investidor esperar que o emprego
aumente apenas nos últimos momentos de um
período de alta quando já são esperados declí-
nios dos ganhos para a maioria das empresas/
sociedades.
Geske e Roll (1983) analisaram a relação entre
as taxas de rendibilidade das ações e a taxa de
desemprego. No seu estudo concluíram que as
taxas de rendibilidade das ações induzem a va-
riação das taxas de desemprego, apresentando
uma correlação negativa e estatisticamente
significativa.
Segundo Pesaran et al. (1995) o mercado de
ações é bastante influenciado por ciclos econó-
micos, existindo uma ligação forte à atividade
industrial, especialmente a médio prazo.
Por outro lado, Domian e Louton (1997) encon-
traram evidência empírica de preditabilidade
assimétrica das taxas de crescimento do índice
de produção industrial através das taxas de ren-
dibilidade das ações. Taxas de rendibilidade de
ações negativas eram seguidas de fortes quedas
nas taxas de crescimento do índice de produção
industrial.
Destacam-se também outros autores por consi-
derarem objetivamente que são as taxas de ren-
dibilidade que lideram o comportamento da
atividade económica real, medida pelas taxas de
crescimento futuras do PIB ou do índice de pro-
dução industrial. [Fama (1981, 1990), Asprem
(1989), Choi et al. (1999), Binswanger (2000,
2001)]
Contrariamente aos estudos empíricos, anterior-
mente referenciados, que defendem a relação
entre a influência recíproca dos indicadores ma-
croeconómicos e o retorno bolsista, foram con-
sultados os estudos de McQueen e Roley
(1993) e Pesaran e Timmermann (1995), que
evidenciam a não existência de relação entre as
variáveis macroeconómicas e os títulos cotados
em mercado.
Considerando a existência de diferentes ciclos
económicos, McQueen e Roley (1993) analisa-
ram os possíveis efeitos da divulgação de infor-
mação, que retrata o comportamento macroeco-
nómico, sobre a evolução dos preços das ações
ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS INDICADORES ECONÓMICOS NACIONAIS E INTERNACIONAIS NO PSI 20 : 91
92 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
do S&P 500. As conclusões alcançadas revelam
que as informações divulgadas e não antecipa-
das pelos investidores, sobre fatores da ativida-
de económica real, tinham pouco efeito sobre as
taxas de rendibilidade das ações e além disso, o
sinal da correlação dependia do ciclo económi-
co vigente.
Segundo Binswanger (1999) no período entre
1940 e 1960 o retorno das ações tinha influên-
cia na atividade económica, conforme o susten-
tado pelo estudo de Fama (1990), tendo por
base o periodo entre 1950 e 1980. Contudo, a
partir de 1980 a referida correlação deixou de
estar sustentada e o retorno das ações aparente-
mente deixou de influenciar a atividade econó-
mica real. Binswanger (1999) aponta o surgi-
mento de persistentes bolhas especulativas co-
mo a causa do término da referida correlação.
Por sua vez, Pesaran e Timmermann (1995) no
seu estudo concluíram que a inflação não apre-
sentava significância estatística para a maioria
dos períodos analisados e, face aos critérios de
informação enunciados, este fator dificilmente
seria escolhido para integrar um modelo de pre-
dição.
O estudo de Kwon e Shin (1999) que se debru-
çou sobre as variáveis macroeconómicas e os
ativos no mercado Coreano, verificaram que as
referidas eram cointegradas mas rejeitaram a
validade do índice bolsistas antecipar as variá-
veis económicas.
3.METODOLOGIA
Os principais métodos estatísticos e economé-
tricos que estiveram na base da presente investi-
gação são: a estacionariedade, modelos VAR
(vector autoregressive) e a causalidade de
Granger.
3.1 Estacionariedade
O método utilizado inicialmente consiste no
estudo da estacionaridade da série, segundo o
qual se pode afirmar que um processo estocásti-
co é estacionário se:
a) O valor esperado em qualquer momento
não depender desse preciso momento;
b) A variância dos seus valores, indepen-
dentemente do período em causa, for
constante e finita;
c) A co-variância entre diferentes observa-
ções depender do intervalo entre essas
observações mas não do período em
causa.
Um dos testes mais populares, presentes na lite-
ratura, é o teste Augmented Dickey-Fuller
(ADF). Neste teste a hipótese nula indica que a
série tem raiz unitária ou não estacionaridade.
H0 : ρ = 0, existe raiz unitária, a série é não
estacionária;
H1 : ρ < 0, a série é estacionária.
O teste ADF é expresso pela seguinte equação:
,onde (1)
A rejeição da hipótese nula indica que a série
temporal é estacionária. Contudo a presença de
valores atípicos prejudica a validade do teste,
sendo possível que o teste ADF indique que
uma série é estacionária sem que na realidade o
seja. [Nusair (2003)]
O teste KPSS (Kwiatkowski, Phillips, Schmidt,
and Shin), tem como finalidade confirmar os
resultados expressos no teste ADF. Segundo,
Nusair (2003) e Grôppo (2005), a presença de
valores atípicos prejudica o poder do teste, não
1
1
11
p
i
titt yytY
p
ij
ji
1
93 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
interferindo no seu tamanho.
A estatística do teste KPSS é baseada nos resí-
duos da seguinte regressão:
(2)
onde Y t é a variável endógena; t é o regressor
exógeno ótimo (constante ou constante e ten-
dência) e µt é o resíduo.
No teste KPSS, ao contrário do teste ADF, a
hipótese nula indica que a série é estacionária.
H0 : ρ < 0, a série é estacionária;
H1 : ρ = 0, existe raiz unitária, a série é não
estacionária.
A não estacionariedade de algumas séries tem-
porais, também denominada série de raiz unitá-
ria, tem como característica a presença de uma
forte auto correlação residual, a qual irá provo-
car um viés no desvio-padrão dos parâmetros
estimados na regressão, o que produzirá uma
pressão nos testes estatísticos R2, F e t, invali-
dando as inferências estimadas e ocasionando
regressões espúrias. [Greene (2003)]
3.2 Modelo de vetores autorregressivos
(VAR)
O modelo VAR (vector autoregressive) é um
modelo linear relativamente fácil de estimar, no
qual não é necessário impor uma estrutura ou
modelo macroeconómico.
Sims (1980) desenvolveu o modelo dos vetores
auto regressivos devido à inexistência de um
modelo capaz de avaliar, de um modo geral, as
relações existentes entre todas as variáveis sem
predefinir as relações e nem distinguir as variá-
veis exógenas e endógenas.
Segundo Chew (1999), este modelo tem em
consideração as variáveis envolvidas no sistema
e a vantagem de não necessitar que o utilizador
faça hipóteses explícitas sobre as correlações e
dinâmicas dos fatores, porque quando se efetua
uma simulação, os modelos são capazes de se-
guir o histórico dos movimentos.
O modelo VAR examina relações lineares entre
cada variável e os seus valores desfasados, bem
como das variáveis restantes. Este modelo per-
mite ainda avaliar o impacto dinâmico das per-
turbações aleatórias (“choques”) sobre o siste-
ma de variáveis, o que o torna particularmente
útil e eficiente na previsão do comportamento
futuro de séries inter-relacionadas. [Caiado
(2002)]
A estimação do melhor modelo VAR consiste
na escolha do número de desfasamentos mais
adequado. Segundo Cruz et al. (2008), a esco-
lha do número apropriado de desfasamentos a
ser utilizado nas regressões é um aspeto rele-
vante nas análises, pois permite eliminar a auto-
correlação dos resíduos.
Quando se trabalha com modelos de equações
simultâneas ou estruturais há a necessidade de
se predefinir que variáveis são endógenas ou
exógenas, devendo esta predefinição ser feita ao
acaso ou por conhecimento prévio.
Harris (1995), definiu que em “um vetor Xt
com n variáveis endógenas potenciais, é possí-
vel especificar o seguinte processo gerador e
modelar Xt como um vetor autorregressivo
(VAR) sem restrição envolvendo k desfasamen-
tos de Xt”.
Ou seja:
(3)
Sendo que Xt é vetor das variáveis em estudo,
A0 é a matriz de interceptos, Ai com i=1,2,..p
são matrizes com os termos das equações, et são
ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS INDICADORES ECONÓMICOS NACIONAIS E INTERNACIONAIS NO PSI 20 : 93
't t tY X
'X
p
t 0 i t-i t
i=1
x =A +A x +ε
94 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
os erros não correlacionados, com média zero e
variância constante, ou seja, et é um vetor de
choques não esperados nas variáveis em estudo.
Na construção do modelo VAR é importante a
identificação do número de desfasamentos a
serem incluídos no modelo. Os critérios AIC e
BIC podem ser bastante úteis nesta tarefa.
3.3 Causalidade de Granger
A causalidade de Granger (1969) ocorre quando
uma variável X tem influência sobre uma variá-
vel Y. Se as observações passadas de X contri-
buem para explicar a evolução do processo es-
tocástico de Y dizemos que X Granger-causa Y.
Ou seja:
(4)
(5)
representa os resíduos não correlacionados.
O quociente de verossimihança é a medida esta-
tística utilizada para medir a dependência linear
entre X e Y.
No teste de causalidade é possível obter um dos
quatro resultados seguintes: X causa Y; Y causa
X; bi-causal X Y e X independente de Y.
Caso o estudo empírico se foque em mais do
que duas variáveis efetua-se o teste da exoge-
neidade em bloco.
Para efetuar a análise estatística do estudo foi
utilizado o software econométrico E-views 6,
devidamente licenciado para a Universidade de
Évora.
Para além dos métodos apresentados, são tam-
bém estimadas equações de regressão através
do método dos mínimos quadrados. Em todo o
caso os pressupostos de Gauss-Markov são alvo
de teste, nomeadamente a ausência de autocor-
relação dos resíduos (teste LM), a homocedasti-
cidade (teste de White) e a normalidade dos
resíduos (teste de Jarque-Bera).
4. DADOS E RESULTADOS
4.1 O PSI-20
A série financeira do PSI 20 foi facultada pela
Euronext Lisbon e compreende os meses de
Dezembro de 1992 e Fevereiro de 2011. Numa
primeira fase houve a necessidade de transfor-
mar a periodicidade diária em mensal, para tal,
de acordo com os procedimentos geralmente
aceites considerou-se a cotação do último dia
do mês, como a representativa do mês. Segui-
damente apurou-se a taxa do PSI-20 (Δ PSI-
20), de acordo com a seguinte expressão mate-
mática:
Δ PSI-20t = ln PSI-20 t − ln PSI-20 t−1
(6)
4.2 Os indicadores económicos
No presente estudo são retratados três indicado-
res económicos, dois que caracterizam o nível
da atividade económica: o índice de produção
industrial e a taxa harmonizada de desemprego;
e um que reflete os preços dos bens e serviços:
o índice dos preços do consumidor. Os indica-
dores económicos retratados são referentes aos
seguintes países: Estados Unidos da América;
Alemanha e Portugal.
O índice de produção industrial (IPI), obtido no
site oficial da OCDE, retrata o período compre-
endido entre os meses de Dezembro de 1992 e
Fevereiro de 2011. A sucessão IPI foi alvo de
tratamento, com vista a obter-se a taxa de cres-
cimento da produção industrial (ΔI PSI-20), a
qual se obtém através da seguinte expressão:
1 1 1 1t i t t tX a Y b X e
1 1 1 2t i t t tY c Y d X e
1te
95 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Δ IPI t = ln IPI t − ln IP t−1
(7)
A taxa harmonizada de desemprego (THD),
obtida no site oficial da OCDE, retrata o perío-
do compreendido entre os meses de Dezembro
de 1992 e Fevereiro de 2011. Considerando a
taxa harmonizada de desemprego para o mês t
(T HDt), e tendo sido verificado que esta suces-
são cronológica apresentava sinais de não esta-
cionariedade, foram calculadas as diferenças
dos logaritmos, com vista a calcular a sucessão
referente às primeiras diferenças:
ΔTHD t = lnTHD t − ln THD t−1
(8)
O índice de Preços do Consumidor (IPC), obti-
do no site oficial da OCDE, e retrata o período
compreendido entre os meses de Dezembro de
1992 e Fevereiro de 2011. O cálculo mensal da
taxa de crescimento do IPC é determinado pela
diferença dos logaritmos do índice de preços no
consumidor, e traduz-se pela seguinte equação:
ΔIPC t = lnIPC t − lnIPC t−1
(9)
No referido site oficial da OCDE encontra-se
informação detalhada sobre a forma como os
indicadores económicos foram calculados1.
4.3 Resultados Empiricos
Em seguida é feita a apresentação e descrição
da análise após o tratamento dos dados e com o
apoio do software estatístico E-views 6, são
apresentados os resultados do estudo.
De modo a avaliar a existência de raízes unitá-
rias, foram aplicados os testes ADF e KPSS às
sucessões cronológicas em estudo.
ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS INDICADORES ECONÓMICOS NACIONAIS E INTERNACIONAIS NO PSI 20 : 95
1- Os referidos dados foram obtidos numa base de dados oficial da OCDE, disponibilizados no seguinte endereço electrónico: http://stats.oecd.org/Index.aspx.
** 1% de significância, * 5% de significância
∆PSI20 ∆IPC_PT ∆IPI_PT ∆THD_PT
ADF -12,355** -16,259** -2,823* -3,185*
KPSS 0,2209 0,3700 0,6093 0,2079
De acordo com os resultados obtidos e apresen-
tados na tabela 1, verifica-se que todas as suces-
sões cronológicas portuguesas são estacioná-
rias, ou seja, integradas de ordem zero.
As Tabelas 2 e 3 apresentam os resultados para
os dados provenientes da Alemanha e dos EUA,
respectivamente.
** 1% de significância, * 5% de significância
∆IPC_GER ∆IPI_GER ∆THD_GER
ADF -5,938** -3,401* -4,014*
KPSS 0,040 0,2355 0,4610
Tabela 1: Resultados dos testes de raízes unitár ias ADF e KPSS à taxa de rendibilidade do índice
PSI 20 e às taxas de variação mensais do IPC, IPI e THD portuguesas.
Tabela 2: Resultados dos testes de raízes unitár ias ADF e KPSS às taxas de var iação mensais
do IPC, IPI e THD alemãs.
96 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Todas as sucessões cronológicas em estudo
aparentam ser estacionárias e os resultados dos
testes ADF e KPSS são coincidentes em termos
interpretativos. Os resultados obtidos permitem
a aplicação de modelos VAR, testes de causali-
dade à Granger e estimação de modelos de re-
gressão linear. Conclui-se que é possível a utili-
zação de modelos de regressão e modelos VAR,
sem correr o risco de se estimarem regressões
espúrias.
Com vista a avaliar as eventuais relações de
causalidade entre as taxas de rendibilidade
mensais do PSI 20 e as taxas de variação dos
indicadores em estudo, utilizou-se o teste de
causalidade à Granger.
Os resultados são reportados na Tabela 4.
** 1% de significância, * 5% de significância
∆IPC_GER ∆IPI_GER ∆THD_GER
ADF -9,575** -3,504* -4,919*
KPSS 0,053 0,4093 0,4551
Tabela 4: Resultados dos testes de causalidade de Granger aplicado às var iações dos indicadores
económicos de Portugal com as taxas de rendibilidade do PSI 20. Foram tidos em conta 2 lags
(AIC e BIC).
Portugal
Testes de causalidade à Granger
Hipótese nula: Obs F-Statistic p-value
∆IPC_PT does not Granger Cause ∆PSI 216 0.10114 0.9039
∆PSI does not Granger Cause ∆IPC_PT 0.07483 0.9279
∆IPI_PT does not Granger Cause ∆PSI 216 0.84429 0.4313
∆PSI does not Granger Cause ∆IPI_PT 0.61713 0.5405
∆THD_PT does not Granger Cause ∆PSI 216 1.31884 0.2696
∆PSI does not Granger Cause ∆THD_PT 4.02850 0.0192
De acordo com e informação obtida, nenhum
indicador português tem a capacidade de influ-
enciar as taxas de rendibilidade do PSI 20.
Aliás, os resultados apontam para uma influên-
cia do PSI 20 sobre a variação da taxa harmoni-
zada de desemprego (significante a 5%). Tal
facto poderá indicar que o mercado de acções
antecipa a economia nacional e parece exercer
influência sobre o desemprego.
Tabela 3: Resultados dos testes de raízes unitár ias ADF e KPSS às taxas de var iação mensais
do IPC, IPI e THD dos Estados Unidos da América.
97 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
Os resultados obtidos apontam para um relação
estatisticamente significativa entre as taxas de
rendibilidade do PSI 20 e a variação do índice
de produção industrial da Alemanha. Os referi-
dos resultados são de certa forma esperados
dada a forte dependência do mercado nacional
ao crescimento do mercado alemão. Tal facto
pode ainda ser explicado pelo peso que o mer-
cado alemão tem nas exportações nacionais o
que poderá influenciar o valor das empresas
portuguesas e consequentemente a sua respecti-
va cotação e taxas de rendibilidade.
ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS INDICADORES ECONÓMICOS NACIONAIS E INTERNACIONAIS NO PSI 20 : 97
Os resultados obtidos apontam para o facto de a
variação do índice de produção industrial e a
variação da taxa harmonizada de desemprego
dos EUA influenciarem as taxas de rendibilida-
de do PSI 20. De referir que os resultados apon-
tam ainda para uma possível influência do PSI
20 sobre os indicadores norte-americanos, o que
não parece ser plausível do ponto de vista
económico-financeiro. Neste sentido há que
interpretar cuidadosamente os resultados obti-
dos, de modo a evitar conclusões pouco válidas
do ponto de vista económico.
Com vista a estimar de modo integrado a
interdependência entre o PSI 20 e os indicado-
res económicos, estimaram-se modelos VAR
(tabelas apresentadas em anexo) que são co-
mentados de seguida, de forma resumida (os
Tabela 5: Resultados dos testes de causalidade de Granger aplicado aos indicadores económicos
de Alemanha com o PSI 20. Foram tidos em conta 2 lags (AIC e BIC).
Alemanha
Teste de Causalidade à Granger
Hipótese nula: Obs F-Statistic p-value
∆IPC_GER does not Granger Cause ∆PSI 216 1.28701 0.2783
∆PSI does not Granger Cause ∆IPC_GER 1.72426 0.1808
∆IPI_GER does not Granger Cause ∆PSI 216 3.09049 0.0475
∆PSI does not Granger Cause∆IPI_GER 2.07002 0.1287
∆THD_GER does not Granger Cause ∆PSI 216 0.57837 0.5617
∆PSI does not Granger Cause ∆THD_GER 0.44689 0.6402
Tabela 6: Resultados do teste de Causalidade de Granger aplicado aos indicadores económicos
dos Estados Unidos da América com o PSI 20.
Estados Unidos da América
Teste de causalidade à Granger
Hipótese nula: Obs F-Statistic p-value
∆IPC_USA does not Granger Cause ∆PSI 216 0.93232 0.3953
∆PSI does not Granger Cause ∆IPC_USA 3.47771 0.0327
∆IPI_USA does not Granger Cause ∆PSI 216 6.46013 0.0019
∆PSI does not Granger Cause ∆IPI_USA 8.52346 0.0003
∆THD_USA does not Granger Cause ∆PSI 216 3.83993 0.0230
∆PSI does not Granger Cause ∆THD_USA 6.72650 0.0015
98 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
modelos globais são apresentados em anexo).
Relativamente aos indicadores económicos por-
tugueses, verifica-se que as taxas de rendibili-
dade do PSI 20 não sofrem influência direta
(até 4 lags) de nenhum dos indicadores em estu-
do (para além de evidência de autocorrelação).
Por outro lado, parece existir evidência empíri-
ca que há interdependência entre os próprios
indicadores económicos, mais concretamente
sobre as respetivas taxas de variação. De salien-
tar a variação da taxa harmonizada do desem-
prego que sofre influências negativas das taxas
de rendibilidade do índice PSI 20 e da variação
do índice de produção industrial. Foram realiza-
dos testes à autocorrelação dos resíduos, norma-
lidade dos resíduos e homecedasticidade e de
modo global os resultados apontam para a ob-
servância dos pressupostos de Gauss-Markov
(Anexo A).
O modelo VAR estimado com o PSI 20 e os
indicadores económicos da Alemanha revelam
uma relação entre a variação do índice de pro-
dução industrial alemão e as taxas de rendibili-
dade do PSI estatisticamente significativa. Tal
relação já havia sido obtida aquando dos testes
de causalidade à Granger. Verifica-se ainda a
existência de fenómenos de autocorrelação e
interdependência entre os indicadores económi-
cos alemães, resultado que é expectável do pon-
to de vista económico e financeiro. Os testes
econométricos apontam para a observância de
alguns pressupostos, nomeadamente ausência
de autocorrelação e normalidade dos resíduos
(Anexo B).
Por fim, o modelo VAR estimado entre o PSI
20 e os indicadores económicos dos EUA reve-
lam que as relações são relativamente parcas,
observando-se significância estatística entre a
variação do índice de produção industrial do
referido país e as taxas de rendibilidade do PSI
20. Naturalmente que são também registados
fenómenos de autocorrelação e interdependên-
cia estatística entre os indicadores económicos
daquele país. Os testes econométricos revelam
observância da ausência de autocorrelação dos
resíduos e normalidade dos mesmos (Anexo C).
Com vista a avaliar a dependência das taxas
de rendibilidade do PSI 20 face aos indicadores
económicos nacionais, alemães e norte-
americanos simultaneamente, foram estimados
vários modelos, com o método dos mínimos
quadrados, tendo os critérios AIC e BIC
apontados para o seguinte resultado vigente na
Tabela 7.
Tabela 7: Resultados do modelo de regressão linear .
99 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS INDICADORES ECONÓMICOS NACIONAIS E INTERNACIONAIS NO PSI 20 : 99
Os resultados apontam para a significância esta-
tística de todas as variáveis incluídas no mode-
lo. Estas variáveis foram resultado do apura-
mento efetuado com os modelos VAR e dos
critérios AIC e BIC. De referenciar que as taxas
de rendibilidade do PSI exibem autocorrelação
a 1 lag e influência positiva da variação do índi-
ce de produção industrial norte-americano (com
1 e 2 lags). Já a variação do índice de produção
alemão apresenta influência negativa.
De referenciar ainda que este modelo foi alvo
de testes quanto aos pressupostos de Gauss-
Markov. Os resultados indicaram que os resí-
duos são normalmente distribuídos, homocedas-
ticos e não exibem autocorrelação. De referen-
ciar ainda que o modelo passou no testes de
correcta especificação (teste RESET).
5. CONCLUSÕES
O presente artigo efetua o estudo da relação
entre a variação das séries macroeconómica dos
Estados Unidos, da Alemanha e Portugal com a
série financeira representada pela taxa de
rendibilidade do PSI 20, e possibilita ainda ve-
rificar se existe interdependência económico-
financeira entre os Estados Unidos e Portugal
bem como a Alemanha e Portugal.
De acordo com os testes de causalidade à Gran-
ger obtidos a partir da relação entre a variação
dos indicadores macroeconómicos de Portugal e
a taxa de rendibilidade do PSI 20, pode consta-
tar-se que não existe relação de influência esta-
tisticamente significativa. Contudo, analisando
a relação inversa entre a taxa harmonizada do
PSI 20 e a variação da taxa harmonizada de
desemprego, constata-se existir significativa
capacidade de antecipação por parte das taxas
de rendibilidade do PSI 20.
No que respeita aos indicadores macroeconómi-
cos da Alemanha, observa-se que apenas a vari-
ação do índice de produção industrial da
Alemanha exerce influência sobre a taxa de
rendibilidade do PSI 20.
Relativamente aos Estados Unidos da América,
pode-se observar que a variação do índice de
produção industrial e a variação da taxa de de-
semprego influenciam a taxa de rendibilidade
do PSI (2 lags).
Por sua vez, os Estados Unidos, através da vari-
ação do índice de produção industrial e da vari-
ação da taxa harmonizada de desemprego, e a
Alemanha, por meio da variação do índice de
produção industrial, ambos têm capacidade para
influenciar a taxa de rendibilidade do PSI 20.
No que se refere à capacidade de influência ou
de antecipação da taxa de rendibilidade do PSI
20 sobre a variação da taxa harmonizada de
desemprego, verifica-se que a mesma está em
linha com a prestação positiva das empresas
uma vez que, a sua atividade em alta leva a que
seja necessário mais mão-de-obra para aumen-
tar a produtividade. O processo inverso é igual-
mente válido e também deve ser considerado.
Face aos resultados obtidos pode-se concluir
que existe interdependência entre o mercado
acionista português, mais concretamente a taxa
de rendibilidade do PSI 20, e os indicadores
económicos alemães e norte-americanos com
maior peso destes últimos. Assim, é possível
que o país com o maior PIB mundial tenha mai-
or capacidade de influenciar a economia global
por intermédio do contágio financeiro, indepen-
dentemente das afinidades não financeiras que
possam existir entre as nações.
100 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
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104 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
105 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
ANEXOS
ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS INDICADORES ECONÓMICOS NACIONAIS E INTERNACIONAIS NO PSI 20 : 105
106 : CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
46ª EDIÇÃO DOS CADERNOS DO MERCADO DE VALORES MOBILIÁRIOS
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