3artigo1

Valria Gama Fully Bressan, Aureliano Angel Bressan, Joo Eustquio de Lima & Marcelo Jos Braga

51

ISSN 1679-1614

ANLISE DA ALAVANCAGEM DASEMPRESAS DE CAPITAL ABERTO DOAGRONEGCIO BRASILEIRO: UMA

ABORDAGEM USANDO LOGITMULTINOMIAL1

Valria Gama Fully Bressan2 Aureliano Angel Bressan3 Joo Eustquio de Lima4

Marcelo Jos Braga5

Resumo - Este estudo objetivou verificar quais so as variveis que afetam a alavancagemde empresas do agronegcio brasileiro, considerando a migrao de faixas deendividamento conforme modelo de Matarazzo (1998). Foram selecionadas 26 empresasenquadradas nos seguintes elos da cadeia produtiva: a) produo agropecuria; b)fornecedor de insumos; e c) processamento e distribuio. No estudo foi utilizado ummodelo logit multinomial, a partir de dados anuais no perodo de 1999 a 2005. Osresultados indicaram que as variveis tangibilidade dos ativos, oportunidade decrescimento, tamanho e lucratividade foram significativas na explicao do endividamentodas empresas do agronegcio brasileiro no perodo.

Palavras-Chave: Alavancagem, estrutura de capital, agronegcio, logit multinomial.

1 Recebido em: 22/01/08 Aceito em: 22/04/082 Doutoranda em Economia Aplicada pelo Departamento de Economia Rural da Universidade Federal de Viosa

UFV.E-mail: [email protected] Doutor em Economia Aplicada. Professor Adjunto da Faculdade de Cincias Econmicas da Universidade

Federal de Minas Gerais - UFMG. E-mail: [email protected] Ps-Doutorado na University of Florida. Professor Adjunto do Departamento de Economia Rural da

Universidade Federal de Viosa UFV. E-mail: [email protected] Ps-Doutorado na University of Califrnia at Davis. Professor Adjunto do Departamento de Economia Rural

da Universidade Federal de Viosa - UFV. Pesquisador do Cnpq. E-mail: [email protected]

REVISTA DE ECONOMIA E AGRONEGCIO, VOL.6, N 1

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1. Introduo

O agronegcio brasileiro tem-se mostrado representativo no cenrionacional como segmento relevante na gerao de divisas e emprego.Em 2005, as 400 maiores empresas do agronegcio brasileiroresponderam, conjuntamente, por uma renda de 370 bilhes de reais,montante que representa metade de tudo que produzido no Brasil pelosetor (Jael, 2006). Conforme dados do IBGE (2006), em 2003, a taxa decrescimento da agroindstria superou a da indstria em geral pelo terceiroano consecutivo, tendo registrado crescimento de 1,6%, ao passo que ataxa obtida pela mdia da indstria nacional foi de 0,3%, no mesmoperodo. Tais estatsticas confirmam o impacto positivo originado peloagronegcio, principalmente o de exportao, sobre a atividade industrial(IBGE, 2006).

Dada a importncia estratgica do setor para a economia nacional, oobjetivo geral deste estudo analisar as caractersticas da estrutura decapital das empresas do agronegcio listadas na Bovespa, investigandoas relaes existentes entre o nvel de endividamento e os fatoresapontados pela teoria como seus determinantes.

De acordo com Hirschifield (2000), medida que o nvel de endividamentoaumenta, o custo de capital da empresa diminui. Entretanto, o alto nvelde endividamento torna maior a responsabilidade da empresa para acobertura da dvida, aumentando o risco do empreendimento. Por estemotivo, os nveis (ou faixas) de endividamento so relevantes para oestudo em questo.


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Alm disso, Nakamura, Martin e Kimura (2004, p.1) destacam que

a questo do endividamento timoainda considerada uma questono plenamente resolvida no campoda gesto financeira das empresas,em que pese o grandedesenvolvimento que a teoria deestrutura de capital apresentou desdeos trabalhos pioneiros de Modiglianie Miller (1958,1963). [...] estudos emmuitos pases buscam determinarquais so as variveis que de formamais relevante explicam a forma comoas empresas definem sua poltica deendividamento.

A representatividade do setor na economia nacional justifica uma anlisemais detalhada deste, principalmente porque, segundo Scott (1972), Ferrie Jones (1979), Bradley, Jarrell e Kim (1984) e Titman e Wessels (1988),a anlise por setor considerada uma varivel relevante para explicar aestrutura financeira das empresas.

De acordo com Fassina, Hein e Olinquevitch (2006), o endividamentogeral das 500 maiores empresas do Brasil vinha apresentando, at o anode 2002, aumentos seguidos. A partir do ano de 2003, o nvel deendividamento das referidas empresas comeou a apresentar sinais derecuo, fazendo com que, no ano de 2004, retornasse aos patamaresapresentados na virada do sculo. Com isso, houve equilbrio da utilizaodo capital de terceiros em relao ao capital prprio, o que demonstraque as empresas brasileiras redobraram os cuidados com seus passivosnum cenrio marcado principalmente pelas altas taxas de juros praticadasno perodo.


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Nos primeiros meses de 2006, as grandes empresas industriais brasileirasmelhoraram os nveis e a qualidade do seu endividamento (Iedi, 2006). Oendividamento lquido sobre o patrimnio lquido, do total de uma amostrade 101 empresas industriais selecionadas, passou de 0,45 para 0,34, entrejunho de 2005 e junho de 2006, enquanto o percentual do endividamentode curto prazo, no endividamento total, aumentou de 0,27 para 0,29, nomesmo perodo.

Para melhor entendimento da dinmica do endividamento e do resultadodas empresas industriais brasileiras, importante verificar ocomportamento da taxa de cmbio. Essa varivel influencia o desempenhodas empresas que possuem endividamento atrelado variao cambial edaquelas cujo destino principal so as exportaes (Iedi, 2006). Por essemotivo, optou-se por utilizar os dados das empresas do agronegciolistadas na Bovespa a partir de 1999, pois a partir desse perodo que seobservam as maiores alteraes na taxa de cmbio, se comparado comos primeiros cinco anos do Plano Real.

Dessa forma, buscar-se- responder, neste estudo, ao seguinte problemade pesquisa: Quais variveis relacionadas com o endividamento dasempresas de capital aberto do agronegcio brasileiro so mais relevantes medida que o endividamento passa de um nvel menor para outro maior,conforme estrutura de ndices-padro definidas por Matarazzo (1998),adaptada por Fassina, Hein e Olinquevitch (2006)?

2. Referencial terico

2.1. Estrutura de capital

As teorias de estrutura de capital atentam para a importncia da decisode financiamento das firmas, relaxando a hiptese da eficincia dosmercados e destacando o efeito de alguma imperfeio sobre a escolhada estrutura tima de capital, particularmente a presena de assimetria


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de informao. Por um lado, a teoria do trade-off esttico (static tradeoff6

- STT) defende que as firmas estabelecem uma meta tima deendividamento. Por outro, a teoria da hierarquia das fontes definanciamento (pecking order7 (POT) argumenta que as decises definanciamento ocorrem de acordo com uma ordem de preferncias inicialmente, a firma financia-se com recursos internos, depois, recorreao endividamento externo e, somente em ltima instncia, recorre emisso de aes.

Terra (2002) apresenta o efeito esperado sobre o endividamento em cadauma dessas abordagens, considerando as variveis explicativas que seroutilizadas neste estudo, quais sejam, tangibilidade, lucratividade, tamanhoe oportunidades de crescimento (Quadro 1).

Quadro 1 - Dimenses testadas e sinal esperado de acordo com aclassificao terica

Fonte: Terra (2002).

Na estratgia do trade-off esttico, as empresas teriam um nvel deendividamento definido, buscando o equilbrio entre os benefcios e oscustos desse endividamento. Toda a vez que a empresa se afastasse donvel definido, a empresa contrairia dvida ou emitiria aes para voltarao nvel de equilbrio (Moraes e Rhoden, 2005).

6 Teoria do contrabalano esttico entre capital de terceiros e capital prprio.7 Teoria de Hierarquia, de Fontes.

Efeito esperado sobre o endividamento Dimenses

Static Tradeoff Theory Pecking Order Theory

Tangibilidade Positivo Positivo

Lucratividade Positivo Negativo

Tamanho Positivo Negativo

Oportunidades de crescimento Negativo Positivo


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J a abordagem da hierarquia das fontes de financiamento surgiu naesteira dos estudos de assimetria de informao, modelo proposto porMyers (1984) e Myers e Majluf (1984). Na teoria POT, diferentementeda abordagem STT, no h uma meta de endividamento; esta ocorrer medida que aparecerem as oportunidades de investimento.

Soares e Kloeckner (2005), ao fazerem um levantamento dos trabalhosutilizando a POT, constataram a divergncia de resultados, em que algunsestudos confirmam e outros refutam as hipteses relativas ao modelo.

2.2. Modelo de Matarazzo (1998) para anlise de ndiceseconmicos e financeiros

Os ndices elaborados a partir dos balanos patrimoniais e demonstrativosfinanceiros servem como medida til para avaliar a evoluo de diversosaspectos econmicos e financeiros das empresas. Diversos autores, entreeles, Marsh (1982), Titman e Wessels (1988), Matarazzo (1988), Rajan eZingales (1995), Booth et. al. (2001), Baker e Wurgler (2001), Fama eFrench (2002), Daher (2004), Marion (2005), apresentam um conjuntode ndices que, de alguma forma, diferem dos demais, e sempre ocorremalgumas diferenas de definio relativa s medidas de endividamento.

Esses ndices permitem construir um quadro de avaliao das empresas.No entanto, devem-se adotar medidas de anlises relativas, pois

um endividamento elevado no significaque esteja beira da insolvncia. Outrosfatores, como prestgio da empresa junto aogoverno, relacionamento com o mercadofinanceiro, etc., podem faz-la operarindefinidamente, mesmo que mantenhasempre elevado o endividamento. O ndicefinanceiro, porm, um alerta (Matarazzo,1998, p. 154).


57

Ainda de acordo com Matarazzo (1998, p. 193), a avaliao de umaempresa s adquire consistncia e objetividade quando os ndicesso comparados com padres, pois, do contrrio, as concluses sesujeitam opinio e, no raro, ao humor do analista.

Dessa forma, o autor apresenta uma tcnica para construo de umatabela de ndices-padro que ser adotada neste trabalho para avaliarquais variveis explicativas do endividamento so mais relevantes, medida que este passa de uma faixa menor para outra maior.

Em sntese, o procedimento adotado consiste em: a) Trabalhar com asempresas do setor do agronegcio; b) Encontrar a mediana e os decispara os ndices; e c) Os ndices-padro sero dados pelos decis obtidosna etapa anterior. Os resultados encontrados para cada um dos ndicesde endividamento utilizados no estudo esto expressos na Tabela 1, e osconceitos atribudos a estes por Matarazzo (1998) e Fassina, Hein eOlinquevitch (2006), com base nos decis, encontram-se no Quadro 2.

Tabela 1 Decis dos ndices de endividamento8

Fonte: Dados da pesquisa.

8 As siglas para os ndices de endividamento esto caracterizadas na definio das variveis.

Decil DivTotAL DivTotVM DivTotAT DivTotPL DivLPAL DivLPVM DivLPAT DivLPPL

1o 0,06 0,09 0,05 0,08 0,02 0,03 0,01 0,02

2o 0,18 0,16 0,16 0,21 0,06 0,08 0,05 0,08

3o 0,26 0,23 0,21 0,29 0,11 0,12 0,09 0,16

4o 0,31 0,29 0,25 0,37 0,16 0,18 0,13 0,22

5o 0,36 0,37 0,30 0,42 0,19 0,25 0,15 0,29

6o 0,40 0,44 0,33 0,47 0,23 0,31 0,19 0,34

7o 0,45 0,55 0,38 0,53 0,27 0,39 0,23 0,40

8o 0,49 0,65 0,42 0,60 0,31 0,50 0,26 0,46

9o 0,56 0,76 0,49 0,71 0,36 0,61 0,31 0,54


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Quadro 2 - Conceitos qualitativos atribudos aos ndices deendividamento, conforme sua posio relativa

Fonte: Matarazzo (1998); Fassina, Hein e Olinquevitch (2006).

Porm, conforme destaca Matarazzo (1998, p. 209),

a maior parte das pessoas imagina que a tcnicade ndices-padro visa encontrar o padro idealde um ndice. Essa noo no vlida paraanlise de balanos, pois no existe um padroideal, e sim, cada decil o padro decomportamento de uma faixa de empresas doramo, entendido padro como base paraavaliaes e no como exemplo ou ideal.

9 Estes autores fizeram uma adaptao proposta de conceitos atribudos por Matarazzo (1998).

Decil Matarazzo (1998) Fassina, Hein e Olinquevitch1 (2006)

1o timo timo

2o timo/Bom Bom

3o Bom Bom

4o Bom/Satisfatrio Satisfatrio

5o Satisfatrio Satisfatrio

6o Satisfatrio/Razovel Razovel

7o Razovel/Fraco Fraco

8o Fraco/Deficiente Deficiente

9o Deficiente/Pssimo Pssimo

9


59

Neste sentido, cabe destacar que essas faixas se aplicam a esta amostradas empresas do agronegcio listadas na Bovespa, no perodo analisadopelo presente estudo, de 1999 a 2005.

3. Metodologia

3.1. Amostra, coleta de dados e unidades de anlise

Conforme trabalho de Arajo et al. (2004), foram selecionadas todas asempresas listadas na BOVESPA que estivessem enquadradas em algumdos elos da cadeia produtiva ligados ao agronegcio brasileiro, a saber:elo da produo agropecuria; elo fornecedor de insumos e fatores deproduo; e elo de processamento e distribuio. Essa seleo amplaest de acordo com a Confederao de Agricultura e Pecuria do Brasil CNA, no que tange definio do referido setor no pas.

Os dados anuais foram extrados da Economtica, durante o perodo1999 a 2005. Inicialmente, a amostra foi composta por 35 empresas.Entretanto, as que no tinham dados completos foram excludas daamostra, perfazendo um total de 26 empresas, sendo elas: Alpargatas,Ambev, Aracruz, Avipal, Buettner, Cacique, Coteminas, Embraco,Fertibras, Fosfertil, Guararapes, Klabin, Minupar, Perdigo, Rasip AgroPastoril, Sadia, Santista Txtil, Schulz, Souza Cruz, Suzano Papel, Teka,Vicunha Txtil, Vigor, Votorantim Celulose Papel, Weg e Yara Brasil.Todas as informaes monetrias foram corrigidas pelo IPCA, de 31/12/2005.

3.2. Caracterizao das variveis

Conforme Rajan e Zingales (1995), Daher (2004), Basso, Mendes e Kayo(2004), Soares e Kloeckner (2005), Moraes e Rhoden (2005) e Matin et.al. (2005), foram utilizadas no presente estudo duas medidas para oendividamento das empresas: endividamento contbil e endividamentode mercado.


60

No entanto, conforme sugesto do trabalho de Daher (2004, p. 41),dependendo se a exigibilidade onerosa inclua dvidas de curto elongo prazo ou apenas de longo prazo e se o valor da empresa eradado por seu valor patrimonial ou de mercado gerou-se vriasmedidas de endividamento.

Obtiveram-se, assim, oito medidas de endividamento que constituiro asvariveis dependentes do estudo, descritas no Quadro 3.

Quadro 3 Medidas de endividamento utilizadas no estudo

Fonte: Daher (2004).

Variveis (Siglas) Descrio 1) DivTotALit Dvida total (passivo oneroso

1 de curto e longo prazos) dividida pelo ativo lquido (ativo total menos passivo de funcionamento2).

2) DivTotVMit Dvida total (passivo oneroso de curto e longo prazos) dividida pelo valor de mercado das aes mais o valor total do passivo oneroso.

3) DivTotATit Dvida total (passivo oneroso de curto e longo prazos) dividida pelo ativo total.

4) DivTotPLit Dvida total (passivo oneroso de curto e longo prazos) dividida pelo valor do patrimnio lquido mais o valor total do passivo oneroso.

5) DivLPALit Dvida de longo prazo (passivo oneroso de longo prazo) dividida pelo ativo lquido (ativo total menos passivo de funcionamento).

6) DivLPVMit Dvida de longo prazo (passivo oneroso de longo prazo) dividida pelo valor de mercado das aes mais o valor do passivo oneroso de longo prazo.

7) DivLPATit Dvida de longo prazo (passivo oneroso de longo prazo) dividida pelo ativo total.

8) DivLPPLit Dvida de longo prazo (passivo oneroso de longo prazo) dividida pelo valor do patrimnio lquido mais o valor do passivo oneroso de longo prazo.

10 O passivo oneroso composto pelas dvidas contradas pela empresa (montante de capital de terceiros) sobreas quais incidem juros.

11 Passivo de funcionamento so as contas do balano necessrias ao funcionamento da empresa e sobre as quaisa empresa no paga encargos.

10

11


61

As variveis independentes foram indicadas por Harris e Raviv (1995)como importantes na determinao do endividamento das empresas e,posteriormente, testadas por Rajan e Zingales (1995) e Daher (2004).So elas:

A) Tangibilidade dos Ativos Conforme Daher (2004, p. 38), espera-se que empresas que tenham ativos mais tangveis apresentem maiornvel de endividamento. O motivo a possibilidade destes ativosserem utilizados como garantia para emprstimos.

Esta varivel foi dividida em duas, conforme procedimento adotado porLemmon e Zender (2002). Na tangibilidade total consideraram-se tantoo imobilizado quanto os estoques, pois este ltimo pode ser utilizado comogarantia em emprstimos, devido sua maior liquidez, j na tangibilidadede longo prazo, apenas o imobilizado considerado.

TGit - tangibilidade dos ativos de curto e longo prazo, que corresponde

soma da rubrica estoques com a rubrica imobilizado;

TGLPit tangibilidade dos ativos de longo prazo, em que apenas a

rubrica imobilizado considerada.

B) ndice valor de mercado sobre valor patrimonial Este ndice,utilizado por Titman e Wessels (1988), Rajan e Zingales (1995), Baker eWurgler (2002), Korajczyk e Levy (2003), Frank e Goyal (2003) e Daher(2004), uma proxy para oportunidade de crescimento. Foi extrado dondice Preo/Valor Patrimonial da Ao fornecido pela Economtica.

De acordo com Daher (2004), espera-se que empresas com maioresoportunidades de crescimento tenham um nvel de endividamento menor,dado que maior alavancagem financeira pode reduzir a velocidade decrescimento, conceito trabalhado por Myers (1977), e tambm porqueessas empresas geram maior percepo de risco, demandando, assim,maior utilizao de capital prprio. No entanto, espera-se que firmascom menores oportunidades de crescimento tenham maior endividamento.


62

PVPit Valor de Mercado sobre Valor Patrimonial

C) Logaritmo natural das vendas geralmente utilizado como proxyno tamanho das empresas, considerado determinante importante naalavancagem. Titman e Wessels (1995) e Brailsford et. al. (2002) afirmamque empresas maiores tendem a ser mais diversificadas e a apresentaremmenor risco de falncia, permitindo ento maior endividamento. A varivelfoi obtida do banco de dados da Economtica, tirando-se o logaritmonatural da rubrica Receita Lquida Operacional, encontrada na DRE.

LnVit Logaritmo natural das vendas.

D) Lucratividade Conforme Rajan e Zingales (1995), a lucratividade negativamente correlacionada com a alavancagem. De acordo comDaher (2004,) quanto maior a lucratividade das empresas, maior oincentivo ao endividamento devido dedutibilidade dos juros do lucrotributvel. A POT pressupe que lucros maiores levem formao daprincipal fonte qual recorrem as empresas para cobrirem seus dficitsfinanceiros: os lucros retidos. Assim, na STT espera-se relao positivaentre lucratividade e alavancagem, enquanto na POT espera-se o oposto.

Lucit Lucratividade (EBITDA/Ativo Total).

Utilizou-se o EBITDA12, conforme sugesto dos trabalhos de Rajan eZingales (1995), Basso, Mendes e Kayo (2004), Soares e Kloeckner(2005), Moraes e Rhoden (2005) e Brito, Batistella e Corrar (2005).

Conforme procedimento adotado por Daher (2004), todas as contasextradas do Balano Patrimonial foram divididas pelo Ativo Total decada empresa, normalizando a amostra em funo do tamanho. Esseprocedimento evita distores nas estimativas provenientes do erro deavaliar contas sem considerar a proporo destas em relao ao tamanhodas empresas, em que o tamanho representado pelo Ativo Total.

12 EBITDA - Earnings Before Interest, Taxes, Depreciation and Ammortization (Lucro Antes de Juros, Impostos,Depreciao e Amortizao).


63

3.3. Modelo Analtico

3.3.1. Logit Multinomial

Na anlise dos modelos propostos para consecuo dos objetivos destapesquisa, o nvel de endividamento deve ser visto em categorias distintas,conforme a poltica de gerenciamento da estrutura de capital de cadaempresa. Assim, pode-se interpretar a definio de determinado nvel deendividamento de acordo com as variveis explicativas que foram definidaspor Rajan e Zingales (1995).

Uma importante caracterstica do modelo logit multinomial que seestimam k-1 modelos, em que k o nmero de nveis da variveldependente. Amemiya (1985) define o modelo logit multinomial por

)'exp()'exp(1

0

ijm

kikij xxP

i

=

= (I)

i= 1,2, ..., n j= 0, 1, ..., mi,

em que 00 =ix indica sem perda de generalidade.

Nesta pesquisa, j = 0, 1, ...m indica o nmero de alternativas de faixasde endividamento que esto representadas na Tabela 2, utilizando comoreferncia a classificao de Fassina, Hein e Olinquevitch (2006). Supe-se no haver uma ordem natural, pois uma empresa no tem,obrigatoriamente, que seguir as faixas para aumento ou diminuio doendividamento. O subscrito i representa o nmero de observaes.


64

Tabela 2 Classificao, categorias e faixas de endividamento dasempresas do agronegcio listadas na Bovespa, no perodode 1999 a 2005


Faixas dos ndices de endividamento Classificao Categorias

DivTotAL DivTotVM DivTotAT DivTotPL

timo 0 0,06 0,09 0,05 0,08

Bom 1 > 0,06 a 0,26 > 0,09 a 0,23 > 0,05 a 0,21 > 0,08 a 0,29

Satisfatrio 2 >0,26 a 0,36 >0,23 a 0,37 >0,21 a 0,30 >0,29 a 0,42

Razovel 3 > 0,36 a 0,40 > 0,37 a 0,44 > 0,30 a 0,33 > 0,42 a 0,47

Fraco 4 > 0,40 a 0,45 > 0,44 a 0,55 > 0,33 a 0,38 > 0,47 a 0,53

Deficiente 5 > 0,45 a 0,49 > 0,55 a 0,65 > 0,38 a 0,42 > 0,53 a 0,60

Pssimo 6 > 0,49 > 0,65 > 0,42 > 0,60

Faixas dos ndices de endividamento Classificao Categorias

DivLPAL DivLPVM DivLPAT DivLPPL

timo 0 0,02 0,03 0,01 0,02

Bom 1 > 0,02 a 0,11 > 0,03 a 0,12 > 0,01 a 0,09 > 0,02 a 0,16

Satisfatrio 2 >0,11 a 0,19 >0,12 a 0,25 >0,09 a 0,15 >0,16 a 0,29

Razovel 3 > 0,19 a 0,23 > 0,25 a 0,31 > 0,15 a 0,19 > 0,29 a 0,34

Fraco 4 > 0,23 a 0,27 > 0,31 a 0,39 > 0,19 a 0,23 > 0,34 a 0,40

Deficiente 5 > 0,27 a 0,31 > 0,39 a 0,50 > 0,23 a 0,26 > 0,40 a 0,46

Pssimo 6 > 0,31 > 0,50 > 0,26 > 0,46


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A funo de mxima verrosimilhana dada por

= =

=n

i

m

jijij

i

PyL1 0

loglog

. (II)

Segundo McFadden (1974) apud Amemyia (1985), deve-se mostrar que

(II) tem concavidade global. Diferenciando (II) em relao a , obtm-

se:

=

i j

ij

ij

ij P

P

yL

log

, (III)

em que i e j denotam =n

i 1e =

m

j 0, respectivamente.

Diferenciando (III), gera-se, ento,

=

j

ijij

ij

ij

ij

ij

i

PP

P

P

P

yL

'1

''log

22

. (IV)

Em seguida, diferenciando (II), obtm-se: ).( iijijij xxP

P=

, (V)

em que [ ] ikikk iki xxxx )'exp()'exp( 1 = e

iiijk

ikikilk

ikijiijiijijij xxPxxxxPxxxxP

P'')'exp()'exp()')((

'

12

+

=

(VI)

A insero de (V) e (VI) em (IV) resulta em:

=

i jijijijijij xxxxP

L)')((

'log2

, (VII)


66

o qual no depende de ijy . Se 0>ijP , neste modelo, a matriz (VII) ser

considerada negativa, a menos que 0)'( = ijij xx para todo i e j epara algum 0 . Como tal evento extremamente improvvel, pode-se concluir, para todas as finalidades prticas, que a funo do log deverossimilhana globalmente cncava no modelo logit multinomial.

Amemiya (1985) mostra como o modelo logit multinomial pode serderivado da maximizao da utilidade, considerando a empresa i associadaa uma utilidade, com as seis alternativas definidas por:

ijijU +=

, j = 1, 2, ..., 6, (VIII)

em que

ij

uma funo no-estocstica das variveis explicativas e os

parmetros desconhecidos e

ij, uma varivel aleatria no-observada.

McFadden (1974) provou que o modelo logit multinomial ser derivado

da maximizao da utilidade se, e somente se, osij

forem independentes

e a funo de distribuio de

j

for dada por

[ expexp

,

denominada distribuio de valor extremo tipo I, ou distribuio log Weibull.

Amemyia (1985) demonstra como obter a probabilidade de a i-sima

empresa estar na alternativa j (suprimindo o subscrito i de

ij

e

ij

),

como, por exemplo:


67

[ ] [ ] [ ]

)()exp()exp(

)exp()2(

)exp(exp)exp(exp)exp(exp)exp()2(

.)(.)()()2(

),()2(

),()2(

210

2

202212222

200112

00221122

0212

022122

iii

ii

i

i

i

iiiii

yP

dxxyP

ddfdffyP

PyP

UUUUPyP

++==

++==

==

>+>+==>>==

+

+

(IX)

A expresso (IX) ser igual para 2iP , dado na equao (I) se

202 'iii x= e

101 'iii x=

. As expresses Pi0, P

i1, P

i3, ..,

Pi6 podem ser derivadas similarmente.

De acordo com Greene (2003), os coeficientes deste modelo so dedifcil interpretao. Um instrumento interessante para anlise do modelomultinomial deriva de um instrumento denominado de razo relativa derisco, RRR, que se define por

)/(/)/()1/(/)1/(

zkYpzjYP

zkYpzjYPRRR

==+=+==

. (X)

A interpretao da RRR indica o efeito sobre a probabilidade de escolhada alternativa J em relao alternativa K, decorrente de mudanasrelativas nas probabilidades, sendo que z representa o vetor de variveisatributos, com uma interpretao anloga ao conceito de elasticidade.


68

4. Resultados e discusso

4.1. Variveis relevantes medida que as empresas do agronegciobrasileiro aumentam o ndice de endividamento

Inicialmente, buscar-se- responder questo acerca de quais variveisexplicativas do endividamento so mais relevantes, medida que estepassa de uma faixa menor para outra maior, conforme estrutura de ndices-padro definida por Matarazzo (1998) e adaptada por Fassina, Hein eOlinquevitch (2006).

Primeiramente, constata-se que se forem considerados todos osindicadores de endividamento estudados, em mdia, 50% das empresasencontram-se na classificao de 0 a 2, ou seja, entre as faixas deendividamento timo a satisfatrio; 9%, na faixa razovel; e 41%, nafaixa de fraco a deficiente, conforme classificao de Fassina, Hein eOlinquevitch (2006) (Tabela 3). Essa anlise corroborada pelo teste

2 , que confirmou a hiptese nula de que no existem diferenas relativas

freqncia entre os tipos de endividamentos dentro de cadaclassificao particular.

Os resultados do modelo logit multinomial demonstraram que apenas omodelo cuja varivel dependente foi o endividamento de mercado nolongo prazo apresentou os melhores resultados, em termos de nmero devariveis estatisticamente significativas

13. Dessa forma, os demais

modelos foram descartados como instrumento de anlise.

13 Os leitores interessados em verificar os outros 15 modelos estimados podem contactar com autores, queprovidenciaremos o envio dos resultados.


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Tabela 3 - Percentual de empresas do agronegcio, no perodo de 1999a 2005, de acordo com as categorias de nvel deendividamento


De acordo com a Tabela 4, pode-se afirmar que, se uma empresa doagronegcio vier a aumentar o ndice de lucratividade em 0,1 unidade,estima-se que a varivel dependente, que expressa a razo de risco de aempresa ser classificada (quanto ao endividamento) na categoria bom,em detrimento da categoria timo, poder decair, por um fator, 7,00e-4, e as demais variveis permanecero constantes. Esse mesmo aumentona lucratividade gerar reduo de 5,00e-04 no risco relativo de a empresaestar na categoria satisfatrio, em relao categoria timo, e umareduo de 2,00e-05, 2,16e-07 e 2,58e-07 no risco relativo de a empresapassar do endividamento timo para as categorias fraco, deficientee pssimo, respectivamente (Tabela 4). Dessa forma, de acordo como modelo estimado, possvel deduzir que esse indicador pouco relevantepara explicar a mudana nos nveis de endividamento das empresas doagronegcio brasileiro, embora este seja significativo a 10% deprobabilidade, uma vez que as variaes encontradas na variveldependente so prximas de zero.

O indicador que mede a oportunidade de crescimento, dado pelo ndicedo valor de mercado sobre valor patrimonial da ao, apresentou relaopositiva. Tal resultado indica que, medida que aumenta a oportunidade

Categorias DivTotAL DivTotVM DivTotAT DivTotPL DivLPAL DivLPVM DivLPAT DivLPPL Mdia

0 11% 13% 11% 13% 14% 14% 13% 16% 13%

1 14% 15% 15% 14% 22% 18% 23% 17% 17%

2 19% 17% 19% 19% 21% 17% 23% 21% 20%

3 9% 9% 10% 9% 9% 11% 8% 5% 9%

4 10% 8% 10% 12% 6% 6% 6% 10% 9%

5 13% 9% 12% 10% 10% 11% 7% 9% 10%

6 25% 30% 22% 23% 19% 22% 20% 21% 23%


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de crescimento, o nvel de endividamento tende categoria pssimo,ou seja, aumentam-se as dvidas.

J o ndice valor de mercado/valor patrimonial foi relevante somentena explicao das mudanas da categoria timo para as categoriassatisfatrio e fraco. Com base na Tabela 4, pode-se afirmar que, seuma empresa do agronegcio vier a aumentar o ndice valor de mercadosobre valor patrimonial em 0,1 unidade, estima-se que a variveldependente, que expressa a razo de risco de a empresa ser classificada(quanto ao endividamento) na categoria satisfatrio, relativa categoriatimo, poder aumentar, por um fator, 0,1229, e as demais variveispermanecero constantes. Esse mesmo aumento de 0,1 unidade no ndicegerar um aumento, por um fator, de 0,1207 unidades no ndice queexpressa o risco relativo de a empresa estar na categoria satisfatrio,em relao categoria timo.


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Tabela 4 - Resultados do modelo logit multinomial, considerando acategoria zero como base, para as empresas do agronegcio,no perodo de 1999 a 2005

Fonte: Dados da pesquisa. NS = no-significativo; * = significativo a 1%; ** =significativo a 5%; *** = significativo a 10% ( ) = desvio-padro.

Variveis

Divlpvm =1 Divlpvm = 2 Divlpvm =3 Divlpvm = 4 Divlpvm =5 Divlpvm =6

Luc (coef.) -7,1493 *** (4,1742)

-7,5912 *** (4,3616)

NS -10,704 *** (5,7694)

-13,045 * (4,9396)

-12,8688 * (4,4943)

Luc (RRR1.) 0,000785 *** (0,00327)

0,000504 *** (0,00220)

NS 0,0000224*** (0,000129)

2,16e-06 * (0,000011)

2,58e-06 * (0,0000116)

PVP (coef) NS 0,2062 *** (0,1064)

NS 0,18819 *** (0,1115)

NS NS

PVP (RRR) NS 1,2290 *** (0,1308)

NS 1,20707 *** (0,13461)

NS NS

TGLP (coef.)

NS 5,87842 ** (2,3862)

7,9237 * (2,6960)

5,2543 *** (3,0084)

NS 8,0754 * (2,4476)

TGLP (RRR)

NS 357,2459 ** (852,492)

2762,072* (7446,72)

191,4061 *** (575,838)

NS 3214,508* (7867,913)

LnV (coef.) 0,4899 *** (0,2719)

0,8633 * (0,2880)

1,02320 * (0,3603)

0,79949** (0,3759)

0,6046 ** (0,3026)

NS

LnV (RRR) 1,63227 *** (0,4438)

2,37116 * (0,6829)

2,7820 * (1,0026)

2,22441 ** (0,8363)

1,83068 ** (0,55407)

NS

Const NS -7,3791 * (2,4657)

-9,5179* (3,0137)

-7,1350 ** (3,2021)

NS NS

Pseudo R2 0,1050 LR 2 ,24gl Valor P

69,30 0,0000

N obs. 175

14 A interpretao padro das medidas de risco relativo (relative risk ratios -RRR) para uma mudana unitriana varivel explicativa; a razo de risco relativo de um resultado m em relao ao grupo de referncia tem umamudana esperada representada pela respectiva estimativa do parmetro, considerando que as demais variveisno modelo so mantidas constantes. (Disponvel em: http://www.ats.ucla.edu/STAT/stata/output/stata_mlogit_output.htm).


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A relao entre oportunidade de crescimento e endividamento de mercadono longo prazo, encontrada no modelo estimado, foi positiva. SegundoDaher (2004), na verso simples da POT, o crescimento requerinvestimento que so feitos normalmente com a contrao de novasdvidas, nesse caso, relao direta. Basso, Mendes e Kayo (2004)apresentam a mesma relao positiva, na forma simples da POT,entretanto, mencionam que a relao positiva se d entre a alavancagemcontbil e a oportunidade de crescimento. No presente estudo, o resultadoencontrado inconsistente, considerando as afirmaes desses ltimosautores, porque est sendo avaliada a alavancagem de mercado, e no acontbil.

Todavia, nota-se que, assim como neste estudo, Terra (2002) tambmencontrou relao positiva entre oportunidades de crescimento eendividamento, porm no de forma conclusiva. Brito, Batistella e Corrar(2005) tambm encontraram relao positiva entre o fator crescimentoe os endividamentos de longo prazo e total. Esse resultado indica que asempresas em crescimento so mais endividadas, sobretudo no longo prazo.Essas evidncias contrariam as teorias dos custos de falncia e dos custosde agncia e tendem a confirmar a teoria das informaes assimtricas,segundo a qual as empresas em crescimento financiam seus novosinvestimentos por meio de dvidas, como forma de sinalizar ao mercadoque suas aes esto subavaliadas. Em sentido estrito, essa hipteseteria validade apenas para empresas de capital aberto, que so o foco dopresente estudo.

Uma possibilidade dessa relao inversa, sugerida por Booth et. al.(2001)e Frank e Goyal (2003), que a lucratividade poderia estar correlacionadacom oportunidades de crescimento, o que tornaria difcil para empresasaltamente lucrativas oferecerem garantias reais como contrapartida denovos emprstimos. No entanto, essa constatao no se verifica nopresente estudo, pois a correlao entre lucratividade e oportunidade decrescimento foi de apenas 0,08. Dessa forma, conclui-se que, nesteindicador, a estimativa do modelo logit multinomial no gerou resultadoconclusivo.


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A varivel tangibilidade do ativo de longo prazo apresentou sinalpositivo, ou seja, medida que se aumenta a imobilizao, maior tende aser o endividamento. Os dados do modelo logit multinomial estimadosdemonstraram ainda que, se uma empresa do agronegcio vier a aumentaro ndice de tangibilidade de longo prazo em 0,1 unidade, estima-se que orisco relativo da categoria de endividamento satisfatrio, relativo categoria timo, poder aumentar a um fator igual a 35,72, e as demaisvariveis permanecero constantes. Assim, dado o aumento em 0,1unidade no ndice de tangibilidade de longo prazo, o risco relativo deestar na categoria satisfatrio seria 35,72 vezes mais provvel.

Esse mesmo aumento na tangibilidade de longo prazo gera um aumentoesperado por um fator de 276,21 no risco relativo da categoria razovelem relao categoria timo, e um aumento por um fator de 19,14 e321,45 no risco relativo de a empresa passar do endividamento timopara as categorias fraco e pssimo, respectivamente (Tabela 4).

A varivel LnV, utilizada como proxy para medida de tamanho dasempresas, indicou que, se uma empresa vier a aumentar as vendas em1%, o risco relativo do endividamento na categoria bom, em relao categoria timo, ser aumentada por um fator igual a 0,0163, e asdemais variveis permanecero constantes.

Esse mesmo aumento de 1% nas vendas geraria aumento, por um fator,de 0,24 unidades no ndice que expressa o risco relativo da categoriasatisfatrio, em relao categoria timo, alm de um aumento. porum fator, de 0,28; 0,22 e 0,18 no risco relativo de a empresa passar doendividamento timo para as categorias razovel, fraco epssimo, respectivamente (Tabela 4).

O modelo logit multinomial confirmou a premissa, apresentadaanteriormente, de que empresas de maior porte tendem a ter maior nvelde endividamento, pois teriam condies de resolver os problemas deassimetria de informao entre credores e devedores com menores custos,pagando custos proporcionalmente mais baixos na captao externa de


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recursos. Alm disso, ressalta-se o fato de empresas maiores possuremmenor volatilidade em seus fluxos de caixa, o que lhes permitiria ummaior nvel de endividamento (Fama e French, 2002). Cabe destacarainda uma caracterstica do mercado de crdito brasileiro, qual seja, asgrandes empresas tm maior acesso ao mercado de dvidas de longoprazo do que as pequenas, sobretudo por meio de emisso de debntures.

Com relao aos demais resultados do modelo logit multinomial (Tabela4), nota-se que o R2 de McFadden encontrado indicou que o modelo teverazovel grau de ajustamento, o qual foi igual a 0,11. A estatstica LR,que o teste qui-quadrado para razo de verossimilhana para as todasas equaes simultaneamente (categoria 1 em relao a categoria 0,categoria 2 em relao a categoria 0 e assim sucessivamente), indicaque pelo menos uma das equaes possua os coeficientes da regressodiferentes de zero.

Com relao s teorias de estrutura de capital, pode-se afirmar que omodelo logit multinomial no gerou resultados conclusivos nem a favorda pecking order theory, nem da static tradeoff theory.

5. Concluso

Neste estudo, constatou-se que as variveis apontadas por Rajan e Zingales(1995) como relevantes na determinao do endividamento, tais comotangibilidade dos ativos, oportunidade de crescimento, tamanho elucratividade, tambm foram representativas para explicar oendividamento das empresas do agronegcio listadas na Bovespa, aoanalisar, de forma agregada, todos os elos da cadeia produtiva, no perodode 1999 a 2005.

Dentre os oito tipos de ndices de endividamento testados neste estudo, avarivel que foi mais relevante para explicar a estrutura de capital dasempresas do agronegcio brasileiras, listadas na Bovespa, foi oendividamento de mercado no longo prazo, fato que est relacionado


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com o tamanho das empresas analisadas e com as condies de acessos fontes de financiamento de longo prazo.

Os resultados estimados pelo modelo no geraram relaes consistentes,em relao aos sinais dos coeficientes das variveis explicativas, quepudessem ser condizentes nem com a static tradeoff theory, nem coma pecking order theory. De modo geral, constatou-se que se umaempresa do agronegcio vier a aumentar as variveis tangibilidade delongo prazo, oportunidade de crescimento e tamanho, pode-seafirmar, por meio das anlises das razes de risco relativo admitindo acategoria endividamento timo como base que as empresas tenderopara maiores nveis de endividamento. J o aumento da varivellucratividade, de acordo com os resultados obtidos nesta pesquisa,proporcionar reduo do endividamento, o que far com que a empresaapresente maior probabilidade de tender para a categoria deendividamento timo.

Em suma, pelos resultados deste estudo, buscou-se avaliar a aplicaoda anlise de estrutura de capital s empresas do agronegcio brasileiro,tentando categorizar o endividamento com base no modelo de Matarazzo(1998), de modo a obter fatores que expliquem, estatisticamente, atransio entre as faixas de endividamento das empresas do agronegcio.Considerando os resultados encontrados, a principal limitao da pesquisaconsistiu nos resultados gerados pelo modelo proposto, o qual no teveresultado consistente com as teorias de estrutura de capital consideradas,uma vez que os vrios modelos estimados apresentaram poucas variveisexplicativas estatisticamente significativas.

Em trabalhos futuros sugere-se adotar outros modelos para anlise daestrutura de capital das empresas do agronegcio, tais como o modelode Market Timing, de Baker e Wurgler (2002), bem como avaliar seexistem diferenas entre os elos da cadeia produtiva do agronegciobrasileiro. Ademais, o critrio de estratificao das faixas deendividamento adotado no se mostrou adequado aos dados analisadosnesta pesquisa, o que indica que outros procedimentos de estratificao


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devero ser testados. Tais procedimentos podem gerar especificaesalternativas para modelos logit/probit multinomiais aplicados ao estudodos fatores que influenciam o endividamento de empresas de capitalaberto no Brasil.

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Abstract - This study intends to verify which variables affect the financial leverage ofBrazilian agribusiness companies, considering the migration in the indebtedness rangesas proposed in the model of Matarazzo (1998). 26 companies were selected in accordanceto the following links of the agribusiness chain flow: a) agricultural production; b) inputsupplying; and c) processing and distribution. The study was conducted using amultinomial logit model, based on annual data from 1999 to 2005. The results indicatethat the variables tangibility of assets, growth opportunities, size and profitability werestatistically significant in the explanation of the debt structure of Brazilian agribusinesscompanies.

Keywords: Financial leverage, capital structure, agribusiness, multinomial logit.

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