EFEITOS DA GOVERNANÇA CORPORATIVA E DA PERFORMANCE EMPRESARIAL SOBRE O TURNOVER DE EXECUTIVOS NO BRASIL: COMPARANDO EMPRESAS FAMILIARES E NÃO-FAMILIARES

CORPORATE GOVERNANCE, PERFORMANCE AND TURNOVER OF EXECUTIVES: A COMPARATIVE STUDY BETWEEN FAMILY AND NON-FAMILY BRAZILIAN BUSINESSES

RESUMO

A análise da governança corporativa, incluindo-se a transparência da administração, tem se tornado um fator chave para conhecer as grandes empresas. Ao mesmo tempo, vem sendo apontada como um indicador de confiança dos investidores nas decisões tomadas pela administração das empresas listadas em bolsas de valores. Uma das formas de avaliar as estruturas e práticas de governança corporativa é verificar a sensibilidade do turnover de executivos ao desempenho da firma (VOLPIN, 2002). Neste artigo, objetiva-se verificar a existência de diferenças significativas de desempenho, valor e estruturas de governança corporativa entre empresas familiares e não-familiares; e, ainda, a existência de associações entre performance e turnover de executivos, tendo em vista a atuação da governança corporativa. A análise é conduzida tomando como referência um conjunto de 176 empresas industriais listadas na Bovespa, segmentadas por tipo (familiar ou não-familiar), entre 1997 e 2001. A contribuição do estudo se dá pelas peculiaridades que envolvem as empresas familiares, que não têm sido consideradas em pesquisas brasileiras, e pelo oferecimento de elementos para refletir teoricamente o desempenho das empresas familiares e suas estruturas de governança. Os resultados alcançados revelam a existência de diferenças significativas de desempenho, valor e estruturas de governança corporativa entre empresas familiares e não-familiares. É possível verificar ainda que, nas empresas familiares, quanto maior a rentabilidade, menores são os níveis de turnover.

PALAVRAS-CHAVE
Governança corporativa; Indústrias brasileiras; Turnover de executivos; Conselhos de administração; Desempenho empresarial

ABSTRACT

In recent years, an increasing share of researches on Finance have placed attention to the study of corporate governance, highlighting its implications to the global performance of companies. One of the ways to assess the structures and practices of the corporate governance is to verify the sensibility of executives’ turnover to the company performance. In this article we aim at checking if the determinants of executives’ turnover in Brazilian companies may be different between family and non-family businesses from the governance viewpoint. The analysis is conducted having as reference a set of 176 industrial businesses listed at Bovespa, segmented by type (family or non-family), between 1997 and 2001. The contribution of this study is in the peculiarities involving the family businesses and which have not been considered in Brazilian researches, and by offering elements to reflect theoretically about the performance of family businesses and their governance structures. The results reveal the existence of significant differences in performance, value and structures of corporate governance between family and non-family businesses. It has also been observed that the companies which obtained better profitability tended to implement a smaller turnover.

KEYWORDS
Corporate governance; Brazilian industries; CEO turnover; Board composition; Firm performance

1 INTRODUÇÃO

Uma significativa e crescente parcela da produção científica nas áreas de finanças e de estratégia tem dedicado espaço às questões relativas às práticas de governança corporativa, sobretudo à atuação do conselho de administração. Da mesma forma, a monitoração dos executivos por parte dos membros do conselho de administração tem figurado como objeto de pesquisa em diversos estudos pelo mundo. Alguns desses estudos defendem a independência do conselho como fator disciplinador do comportamento dos executivos nas ocasiões em que o desempenho empresarial estiver sendo afetado pela atuação deficiente dos gestores. Mas, por outro lado, o papel do conselho de administração no controle interno da empresa, penalizando executivos por desempenho fraco, pode estar comprometido se esse órgão estiver composto de pessoas diretamente ligadas à diretoria executiva da firma.

Esse fenômeno pode ocorrer com mais freqüência nas empresas caracterizadas como familiares, uma vez que, no momento em que ocorre transição da gestão entre gerações, há significativas implicações na composição do conselho e na gestão dos negócios (DAVIS; HARVESTON, 2001, MUSTAKALLIO; AUTIO; ZAHRA, 2002, GRZYBOVSKI, 2002, EHRHARDT; NOWAK, 2003). A empresa familiar é definida como sendo aqueles negócios em que a propriedade e a gestão são de uma ou mais famílias, que sofrem a influência dela(s) na tomada de decisão e na qual existe a intenção de transferir a empresa (propriedade e gestão) para a próxima geração.¹ Considerando que o conselho é um locus de poder (WARD, 2005), na governança das empresas familiares, em particular, o seu papel torna-se estratégico no que se refere à transparência do sistema e à garantia dos objetivos organizacionais no longo prazo (MCCONAUGHY; MATTEWS; FIALKO, 2001).

Em função disso, este artigo objetiva verificar se os determinantes do turnover de diretores executivos em empresas manufatureiras em operação no Brasil podem se apresentar de forma diferente nas empresas familiares em relação às empresas não-familiares. A análise será conduzida a partir de um conjunto de informações anuais fornecidas por 176 empresas manufatureiras, todas com ações na Bolsa de Valores de São Paulo, à Comissão de Valores Mobiliários (CVM), no período de 1997 a 2001.

O presente estudo se torna relevante uma vez que, ao revisar a literatura nacional sobre empresas familiares, não foram identificados estudos comparativos e, da mesma forma, ainda são insuficientes as discussões, teóricas ou empíricas, sobre governança corporativa em empresas familiares brasileiras. Um estudo comparativo entre empresas brasileiras familiares e não-familiares pode oferecer importantes elementos para refletir teoricamente o desempenho das empresas familiares. Os principais resultados obtidos revelam a existência de diferenças significativas de desempenho, valor e estruturas de governança corporativa entre empresas familiares e não-familiares. Observa-se ainda que as empresas que obtiveram melhor rentabilidade tenderam a implementar menos substituições de executivos. Este artigo está organizado em cinco partes, incluindo-se esta introdução. A seção 2 apresenta o problema de pesquisa e sua importância, a seção 3 detalha a metodologia empregada na análise dos dados, logo após, na seção 4, são apresentados os resultados empíricos obtidos e, finalmente, na seção 5, são realizadas as conclusões do estudo.

2 O PROBLEMA DE PESQUISA E SUA IMPORTÂNCIA

A finalidade principal da administração da empresa deve ser a maximização do valor para os proprietários, majoritários ou não. Nessa ótica, La Porta et al. (1998; 2000) argumentam que a habilidade da firma para atrair capitais a custos menores e para estabelecer crescimento é limitada à medida que o controle é separado da propriedade, sem aumentar excessivamente o risco de expropria-ção dos investidores por parte dos administradores. De forma complementar, sistemas de proteção legal aos investidores reduzem o risco de expropriação e, portanto, proporcionam maior separação entre a propriedade e o controle, e ainda permitem maior crescimento.

A relação entre investidores, acionistas, executivos e o conselho de administração diz respeito ao problema de agenciamento, em que metas, incentivos e mecanismos de controle são estabelecidos em “regras de conduta”. Os integrantes da alta administração são agentes dos proprietários, que os contrataram e lhes deram a autoridade de tomada de decisões para administrar a empresa. Os potenciais conflitos de interesses entre a maximização do valor da empresa e os interesses pessoais dos executivos são identificados como problemas de agência (JENSEN; MECKLING, 1976). Em casos de divergência, freqüentemente por má gestão dos contratos e das metas estabelecidas entre a propriedade da empresa (acionistas) e a alta administração, os resultados obtidos pela empresa e o lucro-preço da ação são afetados. O primeiro decorre do processo de gestão da empresa, enquanto o segundo é estabelecido pelo mercado que, em tese, tem maior percepção sobre o desempenho organizacional.

O estabelecimento de que a governança corporativa possa trazer e indicar a qualidade da administração como forma de monitorar o comportamento dos administradores talvez seja uma maneira adequada de perseguir e obter as metas almejadas para a empresa. Assim, quanto melhor for a governança, melhor deve ser a qualidade das decisões da administração, o que é determinante do nível de desempenho financeiro das empresas, já que o objetivo principal da administração, a priori, é maximizar valor. Nesse contexto, o conselho de administração é apontado como principal elo entre a propriedade e a gestão. A independência entre ambos pode garantir eficiência das atividades na administração em que o conselho de administração manter-se-ia essencialmente independente dos diretores executivos.

Coffee (1999) argumenta que sistemas de governança eficientes penalizam os executivos das empresas que possuem níveis sofríveis de desempenho de suas ações, assim como aquelas que possuem fluxos de caixa pouco expressivos. Adicionalmente, se fosse verificada ausência de sensibilidade do turnover ao desempenho, isso poderia ser uma indicação de estrutura de governança inadequada, o que poderia refletir no valor da firma. Corroborando os argumentos de Coffee (1999), os achados do trabalho de Volpin (2002), a partir de dados do mercado italiano, revelaram significativa probabilidade de turnover dos executivos para firmas que exibem baixo desempenho, os quais também foram consistentes com as conclusões a que chegou Weisbach (1988).

A experiência brasileira ainda tem sido pouco abordada, porém já se verificam algumas pesquisas que consideram os determinantes do turnover de executivos nas grandes empresas brasileiras. Carmona e Santana (2002), utilizando modelos probit, a partir de dados que compreenderam o período de 1997 a 2001 referentes a 46 empresas listadas na Bolsa de Valores de São Paulo, tendo o turnover de executivos como variável dependente da performance financeira, não encontraram associações estatisticamente significativas entre medidas de desempenho e nível de turnover de executivos; apenas o tamanho da empresa apresentou-se significativo para a variável dependente. Mais recentemente, Mellone Júnior e Saito (2004) analisaram os principais determinantes na substituição de executivos de empresas listadas na Bovespa no período de 1997 a 2001, levando em consideração: a) a substituição de quaisquer membros da diretoria executiva; e b) a substituição do principal executivo da empresa (presidente ou superintendente). Dois fatores foram relacionados com a substituição de executivos: 1. o desempenho da empresa; e 2. o monitoramento interno.

Nesse estudo, Mellone Júnior e Saito (2004) observaram que o desempenho é determinante na substituição de um membro da diretoria executiva, porém não se aplica ao principal executivo da empresa. A coincidência do papel de presidente do conselho e do principal executivo explica, em parte, este último resultado. No entanto, a substituição do principal executivo da empresa é positivamente relacionada com: a) o tamanho do conselho de administração; e b) a baixa liquidez e/ou a insolvência da empresa. Na ótica desses autores, esses resultados estariam relacionados com a substituição do principal executivo e com o monitoramento interno exercido pelo(s) acionista(s) controlador(es) e credor(es), respectivamente. Um outro estudo recente realizado a partir de dados do mercado brasileiro é o de Mendes-da-Silva e Moraes (2004), que levou em consideração o mesmo período estudado por Carmona e Santana (2002) e por Mellone Júnior e Saito (2004). No entanto, após o exame da literatura existente, não foram encontrados estudos acerca dos determinantes do turnover de executivos em empresas familiares, sobretudo a partir de evidências brasileiras, aspecto que corrobora a importância deste estudo.

Entretanto, Bhagat e Black (2002) defendem a não relevância da independência do conselho com relação ao desempenho da firma e argumentam que o custo do monitoramento do executivo por parte do conselho independente não se justificaria pelo desempenho atingido, restando um impasse: quem monitora os monitores? No Brasil, ainda é tímida a produção acadêmica sobre essa temática, podendo-se destacar os estudos de Monaco (2000), Dutra e Saito (2002), Silveira, Barros e Famá (2003) e de Mendes-da-Silva, Moraes e Rocha (2004). Porém, mesmo Bethlem (1994) tendo destacado essa temática como uma oportunidade de pesquisa em Administração, há mais de uma década, não foram encontrados estudos que considerassem a situação das empresas familiares, objeto central desta análise. Na literatura internacional, encontram-se alguns trabalhos, especialmente discutindo questões ligadas ao desempenho da firma, como impacto do controle da propriedade no valor da firma e na eficiência corporativa em função da concentração da propriedade, que podem ser observados nos estudos de McConaughy, Matthews e Fialko (2001), Mustakallio, Autio e Zahra (2002), Ehrhardt e Nowak (2003) e Galbraith (2003).

Ao revisar a literatura sobre governança corporativa, identificam-se duas estratégias para verificar a efetividade de uma estrutura de governança. A primeira, utilizada por Kaplan (1994) e Coffee (1999), consiste em testar se o turnover de executivos aumenta com o declínio do desempenho. A segunda, que deriva de Morck et al. (1988) e de McConnell e Servaes (1990), analisa o valor da firma em relação a empresas similares. Mas definir padrões de governança corporativa que maximizem o valor da firma ainda é um problema.

No presente artigo, sugere-se como terceira alternativa comparar as duas estratégias anteriores entre os tipos de empresas a partir dos sistemas propriedade e gestão, familiar ou não-familiar. Acredita-se que os resultados possam revelar comportamentos diferenciados entre os dois grupos de empresas. O argumento é de que a governança corporativa em negócios familiares difere fundamentalmente de outros tipos de organizações, pois as suas práticas de governança precisam refletir as mudanças nos negócios e, ao mesmo tempo, as mudanças que se dão dentro da família proprietária do negócio (WARD, 2005). Segundo Bornholdt (2005), nas empresas familiares, a governança corporativa se dá com base numa racionalidade permeada por normas e regras objetivadas a partir dos sistemas família, propriedade e gestão e por diferentes sentimentos integrados às conquistas individuais e coletivas, bem como às renúncias pessoais.

Ainda, a racionalidade que orienta a alta administração para a tomada de decisões nas empresas familiares envolve custos diferenciados e, também, problemas de agência associados com a propriedade (SCHULZE et al., 2001). Nesse contexto, comunicações e alguns tipos de decisões são facilitados pelo conhecimento íntimo que alguns membros do conselho têm sobre outros membros por estarem vinculados à família (GERSICK et al., 1997). A supervisão do proprietário da empresa e de seus familiares minimiza os custos de monitoração dos executivos (MCCONAUGHY; MATTEWS; FIALKO, 2001), desencoraja o desempenho negativo e, por conseguinte, o turnover de executivos é menor em empresas familiares em relação às empresas não-familiares (SCHULZE et al., 2001).

Almeida (2002) argumenta que pode haver diferenças entre as decisões organizacionais e as atitudes esperadas pelos proprietários, um indício de problemas de agência, os quais merecem ser observados e minimizados pela atuação dos conselhos de administração. Esses, no contexto das empresas familiares, têm como missão principal: 1. otimizar o desempenho (competitividade e resultados) no curto e no longo prazos; 2. qualificar a gestão (qualidade e coesão da administração); e 3. priorizar os planos estratégicos da empresa e qualidade de seus produtos visando à perenidade da firma. Bornholdt (2005) sumariza essa idéia na Figura 1, e argumenta que “qualificar a gestão” é cuidar da qualidade e da funcionalidade da estrutura organizacional, da estrutura funcional, das atribuições e das responsabilidades dos principais executivos.

FIGURA 1
TEMAS BÁSICOS DE CONSELHOS DE ADMINISTRAÇÃO NAS EMPRESAS FAMILIARES

Por conseguinte, a qualidade da gestão depende da qualificação dos administradores e, destacadamente, do seu desempenho individual (VOLPIN, 2002). Em outras palavras, consiste essencialmente em um processo paulatino de avaliação e suporte à alta administração, que contribuirá para que o conselho de administração, um dos principais mecanismos de governança corporativa, possa atingir seu objetivo principal, que é aumentar a lucratividade e o valor da firma.

3 METODOLOGIA

3.1 AMOSTRA, DADOS E VARIÁVEIS

A pesquisa que lastreia este trabalho desenvolveu-se com base no período de 1997 a 2001, utilizando-se de dados de todas as empresas manufatureiras, com papéis negociados na Bolsa de Valores de São Paulo (Bovespa). No momento da coleta dos dados, 459 empresas estavam listadas na Bovespa, das quais 289 encontravam-se com informações no banco de dados da Economática^®. A partir do exame desse conjunto, constatou-se que 176 empresas (distribuídas em dois conjuntos: 50 familiares e 126 não-familiares), pertencentes a 14 segmentos industriais (Tabela 1), possuíam informações para, pelo menos, três dos cinco anos examinados. Os dados empregados para operacionalização das variáveis utilizadas neste estudo foram coletados no Economática^® e nos Relatórios de Informações Anuais (IAN) enviados pelas empresas à CVM.

TABELA 1
FREQÜÊNCIA DAS EMPRESAS PARTICIPANTES DA PESQUISA POR SETOR DA ECONOMIA BRASILEIRA

SETOR	FREQÜÊNCIA	PERCENTUAL
Química	27	15,3
Têxtil	26	14,8
Siderurgia e metalurgia	24	13,6
Veículos e peças	18	10,2
Alimentos e bebidas	15	8,5
Eletroeletrônicos	11	6,3
Construção	11	6,3
Máquinas industriais	10	5,7
Outros	10	5,7
Papel e celulose	8	4,5
Energia elétrica	6	3,4
Mineração	4	2,3
Petróleo e gás	3	1,7
Minerais não metálicos	3	1,7
Total	176	100,0

Fonte:

A identificação do tipo de empresa (familiar ou não-familiar) deu-se por meio de uma pesquisa exploratória, realizada junto à diretoria das empresas por meio eletrônico e/ou por telefone e com o auxílio de uma planilha de dados para o registro das seguintes informações: ano e nome do fundador, nome do dirigente atual e do presidente do conselho, vínculo familiar (relação de parentesco) entre ambos, com o fundador e com os herdeiros. Os dados resultantes desse procedimento possibilitaram a definição da variável Fam, assim como recomendam Upton, Teal e Felan (2004) e Litz (1995). De maneira complementar, informações prévias sobre a história da fundação, bem como o desenvolvimento das empresas, foram obtidas a partir de consultas às páginas eletrônicas, por elas disponibilizadas, obtidas com o uso do banco de dados da Economática®, ou mesmo por intermédio de um site de busca <http://www.google.com.br >.

Depois de obter os valores das variáveis iniciou-se a busca por valores extremos, outliers, os quais podem afetar a qualidade dos resultados (HAIR et al., 1998). Para tanto, adotou-se o procedimento sugerido por esses autores, de exclusão, até um limite máximo de 10% das observações válidas, de outliers até que os valores atendessem à condição de possuir valor z entre -2,58 e +2,58, calculado segundo a equação 1.

(1) ${\mathit{z}}_{\mathit{skewness}}=\frac{\mathit{skewness}}{\sqrt{\frac{6}{\mathit{N}}}}$

em que S é o valor da estatística de assimetria da distribuição de probabilidade de uma variável contínua, e N representa a quantidade de observações obtidas para a variável considerada. Em não ocorrendo a satisfação da condição anteriormente descrita, para os valores do escore z, o próximo valor de uma observação para a variável, mais distante do novo valor da média amostral, era excluído, repetindose esse procedimento até que o escore z finalmente atendesse à condição estabelecida. O objetivo desse procedimento de preparação da base de dados foi obter uma distribuição aproximadamente normal, para satisfazer pressupostos da regressão múltipla. A operacionalização de cada uma das variáveis utilizadas, bem como conceituações associadas à bibliografia, estão resumidas no Quadro 1.

QUADRO 1
DESCRIÇÃO DAS VARIÁVEIS ESTUDADAS

	VARIÁVEL - DESCRIÇÃO	Conceitual
Variável dependente	•Turn✤- Variável que expressa a fração de diretores executivos substi­tuídos entre o ano t e o ano t+1. Foram considerados como executivos principais os cargos de presidente e vice-presidente da diretoria, além dos altos cargos: finanças, produção, marketing e recursos humanos.	•Volpin (2002); Mendes-da-Silva e Moraes (2004); Mellore Júnior e Saito (2004)
Variáveis de governança corporativa (indepen­dentes)	•Indpr✤- Variável dicotômica que expressa a independência do pre­sidente do Conselho de Administração de uma empresa. Recebe valor = 1 se o presidente do conselho de administração não ocupa simultaneamente cargo na diretoria executiva (outsider) e valor = 0 no caso alternativo (não-independente). • Indc✤ - Proxy que mede o grau de independência do Conselho de Administração da empresa. É expressa pela fração do total de mem­bros do conselho de administração por outsiders, isto é, percentual dos membros do conselho que não pertencem simultaneamente ao quadro de executivos da empresa, no ano t. • lnTamc✤ - Logaritmo natural do número de membros do Conselho de Administração de uma empresa i, no ano t. • Hpod◆- Índice de concentração do poder de voto sob domínio dos três principais acionistas. Calculado segundo a equação: $\mathit{HPOD}=\sum _{\mathit{i}=1}^3{\left(\frac{{\mathit{p}}_{\mathit{i}}}{\mathit{P}}\times 100\right)}^2$ em que pi é o número de ações ordinárias de uma empresa i em poder de um determinado acionista e P representa a quantidade total de ações ordinárias da empresa considerada.	•Bhagat e Black (2002) •Bhagat e Black (2002); Dutra e Saito (2002); Yermack (1996) •Bhagat e Black (2002); Mendes-da-Silva e Moraes (2004); •Hoskisson, Johnson e Moesel (1994)
Variáveis de valor e de desempenho financeiro	• Índice Q◆ de Tobin - medida de valor de mercado da companhia que é calculado pela expressão: $\mathit{Q}=\left[\frac{\mathit{VMO}+\mathit{VMAP}+\mathit{DIVT}}{\mathit{AT}}\right]$ em que: Vmo = Valor de Mercado das Ações Ordinárias; Vmap = Valor de Mercado das Ações Preferenciais; Divt = valor contábil das dívidas de curto e longo prazo menos o ativo circulante, após a exclusão do valor dos estoques; At = valor contábil do ativo total. Esse indicador revela a riqueza agregada pelo mercado como reflexo de seu desempenho. Se o Q de Tobin for superior a 1,0, indica que a empresa possui um valor de mercado que excede ao preço de reposição de seus ativos. Seria, então, a consequência da criação de valor para os acionistas, constituída pela capacidade do investimento de remunerar o capital dos proprietários. Entretanto, quando o Q de Tobin for inferior a 1,0, o valor de liquidação da empresa não seria suficiente para atender ao custo total de reposição de ativos da empresa.	• Chung e Pruitt (1994)
Variáveis de valor e de desempenho financeiro	•Cresc◆ - Taxa de crescimento da receita líquida ao ano calculada pela variação percentual entre as vendas de um ano t, em relação ao ano t-1. • Roa◆ - Rentabilidade do ativo total de uma empresa i, em um ano t. É expressa pela razão entre o lucro líquido da empresa i e o valor contábil do seu ativo total, no mesmo período. • Rpl◆ - Rentabilidade do patrimônio líquido de uma empresa i, em um ano t. É expressa pela razão entre o lucro líquido da empresa i e o valor contábil do seu patrimônio líquido, no mesmo período.	• Mendes-da-Silva e Moraes (2004) • Mendes-da-Silva e Moraes (2004) • Mendes-da-Silva e Moraes (2004)
Variáveis de controle (VC)	•Fam - Variável dicotômica que expressa se uma empresa i foi con­siderada como familiar. Recebeu valor = 1 se familiar, e 0 se não-familiar. • lnTamf◆ - Tamanho da firma i expresso pelo logaritmo natural do ativo total da empresa em um ano t, ajustado pela inflação. • Ano✤ - Variável politômica que expressa o ano a que pertence o dado referente a uma empresa i. Recebeu valor = 1, se é de 1997; valor = 2 se é de 1998; valor = 3 se é de 1999; valor = 4 se é de 2000; e valor = 5 se é de 2001.	•Upton, Teal e Felan (2004); Litz (1995) •Bhagat e Black (2002) •Goyal e Park (2001)

• Fonte operacional:
• ^◆
  Banco de dados da Economática^®;
• ^✤
  IAN/CVM.
• Nota: Para a definição operacional da variável Fam, ver seção 2.1.

Em síntese, para construir as variáveis estudadas, utilizaram-se três processos complementares: a) Comissão de Valores Mobiliários; b) banco de dados da Economática^®; e c) contato direto com as empresas; neste último, buscou-se classificar a empresa como do tipo familiar ou não-familiar (Fam), além dos Websites corporativos.

Baseando-se nos relatórios anuais (IAN) enviados pelas empresas à CVM, foram operacionalizadas as variáveis: 1. a variável dependente: turnover de executivos (Turn) - expressa pela proporção de executivos substituída entre o ano t e o ano t+i; 2. de governança corporativa: a independência do presidente do conselho (Indpr); a independência do conselho (Indc) - a proporção de conselheiros independentes em relação à quantidade total de membros do conselho; tamanho do conselho (lnTamc) - logaritmo natural da quantidade de membros no conselho.

Com as informações disponibilizadas pela Economática^®, foram obtidas as variáveis: 3. concentração de poder de voto (Hpod ) - Índice Herfindahl da concentração do poder de voto da empresa no ano t; as variáveis de desempenho financeiro: o crescimento das vendas (Cresc); a rentabilidade do ativo total (Roa), a rentabilidade do patrimônio líquido (Rpl); a proxy de valor da firma, o índice Q de Tobin (Q); o tamanho da firma (lnTamf ).

3.2 MODELO EMPÍRICO

De forma a investigar a suposta existência de relacionamento significativo entre as variáveis governança corporativa, desempenho financeiro e valor das empresas industriais brasileiras com o turnover de diretores executivos, foram estimados os seguintes modelos empíricos: para o desenvolvimento da análise multivariada, por meio de dados de painel, foram empregados modelos de regressão linear para k variáveis, conforme Searle (1971) ilustra o sistema de equações (2).

(2) $\begin{array}{c}{\mathit{\gamma }}_1={\mathit{\beta }}_1+{\mathit{\beta }}_2{\mathit{X}}_{21}+{\mathit{\beta }}_3{\mathit{X}}_{31}+\cdots +{\mathit{\beta }}_{\mathit{k}}{\mathit{X}}_{\mathit{k}1}+{\mathit{\xi }}_1\hfill \\ {\mathit{\gamma }}_2={\mathit{\beta }}_1+{\mathit{\beta }}_2{\mathit{X}}_{22}+{\mathit{\beta }}_3{\mathit{X}}_{32}+\cdots +{\mathit{\beta }}_{\mathit{k}}{\mathit{X}}_{\mathit{k}2}+{\mathit{\xi }}_2\hfill \\ {\mathit{\gamma }}_{\mathit{n}}={\mathit{\beta }}_1+{\mathit{\beta }}_2{\mathit{X}}_{2\mathit{n}}+{\mathit{\beta }}_3{\mathit{X}}_{3\mathit{n}}+\cdots +{\mathit{\beta }}_{\mathit{k}}{\mathit{X}}_{\mathit{kn}}+{\mathit{\xi }}_{\mathit{n}}\hfill \end{array}$

Cuja representação matricial é:

(3) $\left[\begin{array}{c}{\mathit{\gamma }}_1\\ {\mathit{\gamma }}_2\\ ⋮\\ {\mathit{\gamma }}_{\mathit{n}}\end{array}\right]=\left[\begin{array}{ccccc}1\hfill & {\mathit{X}}_{21}\hfill & {\mathit{X}}_{31}\hfill & \cdots \hfill & {\mathit{X}}_{\mathit{k}1}\hfill \\ 1\hfill & {\mathit{X}}_{22}\hfill & {\mathit{X}}_{32}\hfill & \cdots \hfill & {\mathit{X}}_{\mathit{k}2}\hfill \\ ⋮\hfill & ⋮\hfill & ⋮\hfill & \ddots \hfill & ⋮\hfill \\ 1\hfill & {\mathit{X}}_{2\mathit{n}}\hfill & {\mathit{X}}_{3\mathit{n}}\hfill & \cdots \hfill & {\mathit{X}}_{\mathit{kn}}\hfill \end{array}\right]\left[\begin{array}{c}{\mathit{\beta }}_1\\ {\mathit{\beta }}_2\\ ⋮\\ {\mathit{\beta }}_{\mathit{k}}\end{array}\right]+\left[\begin{array}{c}{\mathit{\xi }}_1\\ {\mathit{\xi }}_2\\ {\mathit{\xi }}_3\\ {\mathit{\xi }}_4\end{array}\right]$

em que:

Vetor coluna n x 1 de observações sobre uma variável dependente Y.

Matriz n xk, dando n observações sobre k -1 variáveis X₂ a X_k, sendo que a primeira coluna de 1s representa o termo de intercepto.

Vetor coluna k X1 dos parâmetros desconhecidos β₁, β_{2, ...}, β_k.

Vetor coluna n X1 nas n perturbações ξ_i.

Desse modo, a partir do objetivo proposto neste estudo e utilizando as variáveis obtidas, foram realizadas regressões múltiplas para cada uma das variáveis independentes, cujos modelos estão ilustrados nas equações 4, 5, 6 e 7.

(4) ${\mathit{Turn}}_{\mathit{it}}={\mathit{\beta }}_0+{\mathit{\beta }}_1{\mathit{Fam}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\beta }}_2{\mathit{Indc}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\beta }}_3{\mathit{Indpr}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\beta }}_4\ln {\mathit{Tamc}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\beta }}_5{\mathit{Hpod}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\beta }}_6{\mathit{Cresc}}_{\mathit{i}}+\sum _{\mathit{j}=1}^{\mathit{k}}{\mathit{\psi }}_{\mathit{j}}{\mathit{VC}}_{\mathit{ji}}+{\mathit{\xi }}_{\mathit{i}}$

(5) ${\mathit{Turn}}_{\mathit{it}}={\mathit{\delta }}_0+{\mathit{\delta }}_1{\mathit{Fam}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\delta }}_2{\mathit{Indc}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\delta }}_3{\mathit{Indpr}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\delta }}_4\ln {\mathit{Tamc}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\delta }}_5{\mathit{Hpod}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\delta }}_6{\mathit{Q}}_{\mathit{i}}+\sum _{\mathit{j}=1}^{\mathit{k}}{\mathit{\psi }}_{\mathit{j}}{\mathit{VC}}_{\mathit{ji}}+{\mathit{\xi }}_{\mathit{i}}$

(6) ${\mathit{Turn}}_{\mathit{it}}={\mathit{\alpha }}_0+{\mathit{\alpha }}_1{\mathit{Fam}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\alpha }}_2{\mathit{Indc}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\alpha }}_3{\mathit{Indpr}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\alpha }}_4\ln {\mathit{Tamc}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\alpha }}_5{\mathit{Hpod}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\alpha }}_6{\mathit{Roa}}_{\mathit{i}}+\sum _{\mathit{j}=1}^{\mathit{k}}{\mathit{\psi }}_{\mathit{j}}{\mathit{VC}}_{\mathit{ji}}+{\mathit{\xi }}_{\mathit{i}}$

(7) ${\mathit{Turn}}_{\mathit{it}}={\mathit{\omega }}_0+{\mathit{\omega }}_1{\mathit{Fam}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\omega }}_2{\mathit{Indc}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\omega }}_3{\mathit{Indpr}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\omega }}_4\ln {\mathit{Tamc}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\omega }}_5{\mathit{Hpod}}_{\mathit{i}}+{\mathit{\omega }}_6{\mathit{Rpl}}_{\mathit{i}}+\sum _{\mathit{j}=1}^{\mathit{k}}{\mathit{\psi }}_{\mathit{j}}{\mathit{VC}}_{\mathit{ji}}+{\mathit{\xi }}_{\mathit{i}}$

Partindo do argumento de que existe sensibilidade do turnover ao desempenho financeiro e à criação de valor para os acionistas, indicados: pelo crescimento das vendas (Cresc), equação 4; pela rentabilidade do ativo (Roa),equação 6; e pela rentabilidade do patrimônio líquido (Rpl), equação 7; e pelo Índice Q de Tobin (Q), equação 5; espera-se que os coeficientes estimados para essas variáveis sejam estatisticamente significativos e negativos (β₆ < 0; δ₆ < 0; α₆ < 0; α₆ < 0; ω₆ < 0).

De forma adicional, nas empresas em que o presidente do conselho de administração é independente da diretoria (Indpr), como também a maioria do conselho seja independente (Indco), espera-se que estas empresas possuam estruturas de governança mais próximas dos modelos recomendados pelas boas práticas de governança corporativa (seriam as não-familiares?) e apresentem maior propensão para exercer o poder disciplinador do conselho sobre a diretoria executiva. Esse aspecto seria verificado se os coeficientes obtidos para Fam, Indc, Indpr e lnTamc forem estatisticamente significativos e positivos nas equações 4, 5, 6, e 7. Finalmente, sob a perspectiva de que nas empresas em que se verifique maior difusão do poder de voto (as não-familiares?) exista uma maior propensão a manter estruturas de governança na qual predominem conselhos de administração essencialmente independentes, o que aumentaria a sensibilidade do turnover ao desempenho da administração, espera-se que a variável Hpod obtenha um coeficiente estimado estatisticamente significativo e negativo nos quatro modelos testados (4), (5), (6) e (7) (β5 < 0; δ₅ < 0; α₅ < 0; ω₅ < 0).

As variáveis de controle (VC) foram selecionadas com base na possível influência que exercem sobre: a variável dependente (Turn); as independentes de governança (Indpr, Indco lnTamc e Hpod); e as variáveis independentes de desempenho financeiro e valor da firma (Cresc, Q Roa e Rpl). Caso as VC, as quais são independentes, possuam significativa correlação com quaisquer dessas variáveis, e sejam desconsideradas nos modelos propostos, a relação entre as variáveis de interesse pode não ser verificada de maneira adequada. Desse modo, foram utilizadas as VC a seguir: a) tamanho da firma (lnTamf); b) exercício financeiro ao qual pertence a informação considerada (Ano). Todas as variáveis apresentadas foram definidas no Quadro 1.

4 RESULTADOS EMPÍRICOS ALCANÇADOS

Nesta seção, são apresentados e discutidos os resultados empíricos obtidos na pesquisa, iniciando pelas estatísticas descritivas das variáveis envolvidas no estudo, para em seguida realizar a análise multivariada dos dados. Ao observar o comportamento das variáveis de estrutura de governança (Quadro 2), verifica-se que o valor médio da proporção de conselheiros que não exercem atividades simultaneamente com o exercício das funções de diretor executivo (Indc), isto é, a parcela de conselheiros outsiders, considerando-se o conjunto de empresas não-familiares, não sofreu alteração expressiva ao longo do período estudado. Em comparação com as empresas familiares, nota-se que o valor médio assumido pela variável Indc sempre foi maior para as empresas não-familiares, sugerindo que nessas últimas houve maior propensão à priorização da independência do conselho de administração ao longo de todo o período em análise. De forma similar, são observados maiores valores para lnTamc no conjunto das empresas não-familiares.

QUADRO 2
RESUMO DAS ESTATÍSTICAS DESCRITIVAS DAS VARIÁVEIS ESTUDADAS

	ANO	PARÂMETROS	TURN	CRESC	Q	ROA	RPL	INDC	INTAMC	HPOD	INTAMF
Não - familiar	1997	N	86	110	94	114	116	87	88	113	112
		Média	18,126	11,831	0,320	-0,465	-11,393	80,328	1,900	4220,999	13,126
		Mediana	12,698	9,535	0,299	1,450	3,000	81,818	1,945	3909,260	13,093
		DP	22,318	29,699	0,348	9,090	56,046	18,152	0,429	2623,784	1,492
	1998	N	104	115	98	117	121	109	109	125	117
		Média	19,199	1,6439	0,282	0,247	-12,969	80,900	1,870	4477,235	13,070
		Mediana	0,000	-0,4395	0,298	1,300	2,100	83,333	1,945	4217,960	13,062
		DP	27,677	29,360	0,316	8,209	55,510	16,461	0,435	2751,128	1,572
	1999	N	103	121	111	117	120	109	109	125	125
		Média	9,778	20,117	0,437	0,650	-17,427	81,432	1,8622	4774,490	13,1557
		Mediana	0,000	18,904	0,428	0,900	1,350	83,333	1,7918	4247,150	13,2420
		DP	16,458	31,388	0,380	11,845	65,96623	15,359	,46187	2898,328	1,61778
	2000	N	89	122	104	122	124	107	107	126	124
		Média	13,930	18,6885	0,378	2,551	-0,688	80,533	1,838	4835,530	13,250
		Mediana	0,000	19,659	0,373	2,450	7,300	80,000	1,945	4213,700	13,341
		DP	24,540	30,518	0,343	9,114	41,962	17,000	0,455	2908,974	1,6741
Familiar	1997	N	35	37	29	42	45	35	35		37
		Média	15,462	0,652	0,191	-2,630	-32,788	73,3222	1,596	4171,189	12,153
		Mediana	0,000	6,1131	0,214	0,050	-0,200	66,666	1,609	3250,290	12,230
		DP	27,049	32,387		9,482	86,000	10,50160	0,472	2857,758	1,252
	1998	N	42	46	23	46	48	44	43	49	47
		Média	7,587	-3,0834	,205	-2,810	-16,841	73,82	1,680	4429,226	11,977
		Mediana	0,000	-2,9421	,168	-1,100	-3,050	73,863	1,791	4195,560	11,958
		DP	16,752	32,048	,373	9,598	37,88135	16,129	0,479	2943,672	1,300
	1999	N	41	49	37	44	50	43	43	50	50
		Média	9,175	11,678	0,305	-0,945	-4,094	76,097	1,674	5129,814	11,989
		Mediana	0,000	13,653	0,274	0,800	0,850	71,428	1,609	4808,235	12,086
		DP	21,769	46,438	,412	9,054	128,882	12,557	0,483	3301,424	1,371
	2000	N	34	46	29	44	47	42	42	50	48
		Média	12,331	12,548	0,297	1,497	-9,778	73,216	1,719	5032,627	12,039
		Mediana	0,000	13,783	0,340	1,750	4,700	71,428	1,791	4627,450	12,132
		DP	24,168	32,748	0,400	7,117	45,546	12,230	0,491	3334,960	1,420

Fonte:

Em se tratando da variável dependente deste estudo (turnover de diretores executivos - Turn), as estatísticas descritivas sugerem que, durante todo o período, ocorreram maiores valores nas empresas não-familiares. Enquanto nas empresas familiares observou-se um percentual médio de turnover entre 7,58% e 15,46%, nas empresas não-familiares esse percentual situou-se entre 9,77% e 19,20%. Ressalte-se que na maioria das ocasiões, no período considerado, as variáveis de desempenho mostraram-se menores nas empresas familiares, fato que deveria motivar maiores índices de turnover.

Esses dados sugerem que, nas empresas familiares, o desempenho financeiro não seria o principal motivador para o exercício do poder disciplinador do conselho de administração sobre a diretoria executiva. De fato, de 1997 até 2000, as empresas familiares mantiveram-se com valores médios para o Índice Q de Tobin, a proxy de valor da firma utilizada nesta pesquisa, abaixo das empresas não-familiares, sugerindo que a criação de valor para os acionistas para este último conjunto de empresas ocorreu com maior expressão. Destacando-se que, para o conjunto de empresas familiares, como não-familiares, o índice Q manteve-se menor que 1. Assim, de acordo com Chung e Pruitt (1994), o valor da empresa não seria suficiente para atender ao custo total de reposição dos seus ativos.

A Tabela 2 apresenta os resultados do teste t para igualdade de média, e também oferece um intervalo de confiança para a diferença de média das variáveis estudadas. Desse modo, verifica-se que, de fato, excetuando-se a rentabilidade do patrimônio líquido, Rpl, e a concentração do poder de voto, Hpod, tanto as variáveis de governança corporativa como as de desempenho mostraram-se significativamente diferentes entre as empresas consideradas familiares e aquelas não-familiares. Então, parece que tanto o turnover e o desempenho como a governança das empresas sofrem efeito do tipo da empresa. Esses resultados indicam que as empresas familiares parecem deter peculiaridades em relação às não-familiares, as quais podem afetar sobremaneira o desempenho financeiro e a criação de valor para o acionista.

TABELA 2
TESTE t PARA IGUALDADE DE MÉDIA, SEGUNDO A CLASSIFICAÇÃO DE EMPRESAS FAMILIARES E NÃO FAMILIARES

VARIÁVEIS	T	GL	SIG.	DIFERENÇA DE MÉDIA	ERRO PADRÃO DA DIFERENÇA	INTERVALO DE CONFIANÇA PARA A DIFERENÇA (a 95%)
						INFERIOR	SUPERIOR
Turn	1,976	532	0,049**	4,299	2,213	0,016	8,583
Cresc	2,580	644	0,010**	7,461	2,891	1,782	13,139
Q	2,713	523	0,007***	0,102	0,037	0,028	0,176
Roa	2,379	644	0,018**	1,997	0,839	0,348	3,646
Rpl	0,897	669	0,370	4,981	5,551	-5,918	15,880
Indc	4,596	574	0,000***	6,660	1,450	3,814	9,517
lnTamc	4,650	574	0,000***	0,195	0,042	0,113	0,278
Hpod	-0,537	676	0,592	-133,255	248,289	-620,767	354,255
lnTamf	8,438	658	0,000***	1,119	0,132	0,859	1,380

• ^***
  Significativo a 1%;
• ^**
  Significativo a 5%; *Significativo a 10%.
Fonte:
• Nota: Todas as variáveis estão definidas no Quadro 2.

Em média, ao longo de todo o período, as empresas familiares, em relação às não-familiares, mantiveram conselhos de administração compostos por menor parcela de membros independentes, assim como as últimas revelaram-se possuidoras de conselhos de administração significativamente maiores, como ilustra a Figura 2.

Figura 2
COMPARAÇÃO DA INDEPENDÊNCIA MÉDIA E DOS TAMANHOS MÉDIOS DOS CONSELHOS DE ADMINISTRAÇÃO ENTRE EMPRESAS FAMILIARES E NÃO-FAMILIARES AO LONGO DO PERÍODO ESTUDADO

Nota: O tamanho do conselho de administração está em escala logarítmica.

De forma comparativa entre empresas familiares e não-familiares, há evolução dos valores assumidos pelas variáveis de governança corporativa, juntamente à variável dependente ao longo do período estudado. Desse modo, verifica-se que tanto no conjunto das empresas familiares como das não-familiares existiu uma diminuição do número de empresas cujo presidente do conselho era independente da diretoria executiva. Ressalte-se, porém, que, o tunover para as empresas familiares foi sempre menor, o que poderia ser um indício de que, em empresas nas quais o presidente fosse independente, existiria maior facilidade à implementação de medidas disciplinadoras em relação aos executivos que demonstrassem baixo desempenho da administração da firma. De forma complementar, a independência do conselho de administração (Indc) também foi menor entre as empresas familiares.

A Tabela 3 ilustra a relação entre as variáveis estudadas. Assim, o tamanho da firma (lnTamf) mostra-se positivamente associado a todas as variáveis consideradas. No entanto, a variável Fam revela que as empresas familiares parecem ter alcançado menor valor para os indicadores de rentabilidade da firma (Roa), de rentabilidade do patrimônio (Rpl), crescimento das vendas (Cresc) e para o Índice Q de Tobin (Q).

TABELA 3
MATRIZ DE CORRELAÇÕES ENTRE AS VARIÁVEIS ESTUDADAS

	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10
1. Turn
2. Cresc	-0,042
3. Q	0,051	0,074
4. Roa	-0,078*	0,194***	-0,099**
5. Rpl	-0,048	0,229***	-0,132***	0,550***
6. Indc	0,034	0,082*	0,165***	-0,037	,011
7. Indpr	0,017	0,034	0,282***	-0,079*	-0,099**	,577***
8. lnTamc	0,050	0,174***	0,010	0,121***	0,137***	,375***	0,343***
9. Hpod	0,066	0,020	0,150***	-0,086**	-0,044	-,136***	-0,131***	-,271***
10. lnTamf	0,153***	0,191***	0,202***	0,214***	0,171***	,282***	0,313***	,462***	-,100**
11. Fam	-0,840***	-0,101***	-0,118***	-0,093**	-0,035	-0,188***	-0,159***	-0,191***	0,021	0,312**

• ^***
  Significativo a 1%;
• ^**
  Significativo a 5%;
• ^*
  Significativo a 10%; N mínimo: 437; N Máximo: 678.
Fonte:

Do mesmo modo, parece que empresas familiares substituíram menor parcela de seus executivos. É preciso considerar que as empresas familiares são significativamente menores, com menor quantidade de membros no conselho, sendo esse menos independente do que nas empresas não-familiares, já que Fam obteve sinal negativo para a correlação com lnTamf, Indpr, Indc, e lnTamc. A Tabela 4 ilustra os resultados obtidos para a regressão múltipla, na qual são apresentados os resultados das regressões considerando-se os conjuntos de empresas familiares e não-familiares, separadamente, e ainda com a amostra completa.

TABELA 4
PARÂMETROS ESTIMADOS PARA A REGRESSÃO MÚLTIPLA

VARIÁVEIS INDEPENDENTES	SINAL ESPERADO	FAMILIARES			NÃO FAMILIARES			AMOSTRA COMPLETA
		BETA	T	SIG.	BETA	T	SIG.	BETA	T	SIG.
(Constant)			-0,958	0,340		-1,520	0,129		-1,555	0,121
Fam	(-)							-0,042	-0,903	0,367
Indc	(+)	0,024	0,221	0,826	0,025	0,385	0,700	0,020	0,366	0,715
Indpr	(+)	0,054	0,492	0,624	-0,076	-1,181	0,238	-0,046	-0,828	0,408
lnTamc	(+)	-0,185	-1,451	0,149	0,058	0,963	0,336	0,009	0,173	0,863
Hpod	(-)	0,071	0,754	0,452	0,105𝘅	1,951	0,052*	0,092𝘅	2,002	0,046**
lnTamf		0,211	1,869	0,064*	0,154	2,678	0,008***	0,167	3,184	0,002***
Ano		-0,013	-0,147	0,884	-0,114	-2,165	0,031**	-0,089	-1,999	0,046**
Cresc	(-)	-0,066	-0,728	0,468	-0,059	-1,112	0,267	-0,069	-1,501	0,134
			(2,183)	[0,048]		(1,969)	[0,048]		(1,978)	[0,046]
(Constant)			-0,707	0,482		-1,190	0,235		-1,155	0,249
Fam	(-)							-0,038	-0,739	0,460
Indc	(+)	0,029	0,214	0,831	0,022	0,318	0,750	0,018	0,288	0,774
Indpr	(+)	0,068	0,438	0,662	-0,079	-1,132	0,259	-0,048	-0,763	0,446
lnTamc	(+)	-0,204	-1,248	0,216	0,052	0,812	0,417	0,004	0,061	0,952
Hpod	(-)	0,062	0,519	0,605	0,102	1,736	0,084*	0,085	1,636	0,103
lnTamf		0,207	1,477	0,143	0,141	2,250	0,025**	0,154	2,626	0,009***
Ano		-0,019	-0,173	0,863	-0,124	-2,216	0,027**	-0,101	-2,045	0,042**
Q	(-)	-0,009	-0,066	0,948	0,022	0,366	0,714	0,024	0,453	0,651
			(2,335)	[0,044]		(2,077)	[0,045]		(2,006)	[0,042]
(Constant)			-1,821	0,071		-1,522	0,129		-1,705	0,089
Fam	(-)							-0,044	-0,950	0,343
Indc	(+)	0,027	0,258	0,797	0,019	0,288	0,773	0,012	0,214	0,831
Indpr	(+)	-0,006	-0,054	0,957	-0,082	-1,277	0,202	-0,058	-1,037	0,300
lnTamc	(+)	-0,241𝘅	-1,975	0,050*	0,057	0,957	0,339	0,007	0,127	0,899
Hpod	(-)	-0,006	-0,066	0,947	0,102	1,884	0,060*	0,079𝘅	1,720	0,086*
lnTamf		0,334	2,862	0,005***	0,158	2,719	0,007***	0,183	3,441	0,001***
Ano		0,042	0,483	0,630	-0,115	-2,199	0,029**	-0,085	-1,902	0,058*
Roa	(-)	-0,288⬪	-3,058	0,003***	-0,066	-1,228	0,220	-0,109⬪	-2,353	0,019**
			(2,065)	[0,109]		(1,973)	[0,049]		(1,975)	[0,052]
(Constant)			-1,113	0,268		-1,486	0,138		-1,657	0,098
Fam	(-)							-0,038	-0,828	0,408
Indc	(+)	0,021	0,197	0,844	0,026	0,392	0,695	0,021	0,389	0,697
Indpr	(+)	0,036	0,335	0,738	-0,083	-1,273	0,204	-0,058	-1,036	0,301
lnTamc	(+)	-0,196	-1,610	0,110	0,057	0,947	0,344	0,009	0,160	0,873
Hpod	(-)	0,055	0,609	0,543	0,104	1,939	0,053*	0,087𝘅	1,905	0,057*
lnTamf		0,230	2,084	0,039**	0,153	2,649	0,008***	0,171	3,285	0,001***
Ano		-0,004	-0,050	0,961	-0,120	-2,323	0,021**	-0,094	-2,134	0,033**
Rpl	(-)	-0,151⬪	-1,744	0,083*	-0,036	-0,670	0,503	-0,075⬪	-1,659	0,098*
			(2,211)	[0,065]		(1,945)	[0,046]		(1,976)	[0,047]

• ^*
  Significativo a 10%;
• ^**
  Significativo a 5%;
• ^***
  Significativo a 1%.
• ^𝘅
  contrário à expectativa;
• ^⬪
  de acordo com a expectativa.
  Em negrito, as variáveis que se apresentaram significativas. Entre parênteses o valor da Estatística d; R² entre colchetes.
Fonte:
• Nota: Os dados foram trabalhados no software estatístico SPSS^® versão 12.0, foi selecionada a opção Enter. Esta tabela apresenta os resultados da regressão múltipla usando cada uma das três variáveis de valor e de desempenho financeiro: Cresc, Q, Roa e Rpl. As variáveis dependentes e independentes estão definidas no Quadro 2.

Porém, antes de iniciar a discussão dos coeficientes estimados, cabe um destaque à sua interpretação que, não raro, deixa de ser considerado em uma significativa parcela dos estudos desenvolvidos em Administração. Ao se analisar os resultados dos parâmetros estimados para a regressão múltipla, segundo Granger e Newbold (1974) e Savin e White (1977), é recomendável verificar a possibilidade da ocorrência de regressão espúria (correlação serial positiva de primeira ordem).

Para tanto, pode ser utilizada a estatística Durbin-Watson (d), a qual pode indicar a existência de correlação serial positiva de primeira ordem. Savin e White (1977) disponibilizam ainda uma tabela com intervalos críticos para a estatística d, em que, a partir de um certo número de observações n, é possível verificar limites inferiores (d_I) e superiores (d_S) para d. Desse modo, se d <d_I, então existem indícios de correlação serial positiva de primeira ordem; se d >d_S, então não existem indícios de correlação serial positiva de primeira ordem; e se d_I <d <d_S, existem indícios inconclusivos quanto à presença ou ausência de correlação serial positiva de primeira ordem, ou melhor, a ocorrência de regressão espúria. De maneira alternativa, para Granger e Newbold (1974), uma regra prática e eficiente para suspeitar da existência de regressão espúria é a confrontação dos valores obtidos para estatística d e para o coeficiente de determinação R². Assim, quando d > R² não haveria motivos para suspeitar da existência da regressão espúria.

Considerando-se a amostra completa, realizando as regressões com a participação da variável Fam, os resultados do modelo de regressão múltipla indicam que, de modo geral, não existiu um padrão de relacionamento entre as variáveis envolvidas na pesquisa, no período estudado, já que Ano mostrou-se estatisticamente significativa e negativa em todos os quatro modelos testados. Para três dos quatro modelos testados, a concentração do poder de voto (Hpod) foi significativa. Isso sugere que, nas empresas de poder mais pulverizado, em média, ocorreram menores valores para Turn (β₅> 0, Sig < 0,05; α₅ > 0, Sig < 0,1; ω₅> 0, Sig < 0,1). O tamanho da firma (lnTamf), por sua vez, foi significativo ao nível de 1% em todas as oportunidades, com sinal positivo para os coeficientes estimados. Desse modo, é razoável argumentar que, quanto maior a empresa, maior a ocorrência de substituição de executivos.

Em se tratando das variáveis de governança, excetuando-se Hpod, nenhuma se apresentou significativa para o turnover de executivos. Esse resultado pode ter sido ocasionado pela correlação do tamanho da firma (lnTamf) com as variáveis de governança utilizadas (Tabela 2). Já no conjunto das variáveis de desempenho, tanto a rentabilidade do ativo, Roa (α₅ < 0, Sig < 0,05), quanto a rentabilidade do patrimônio líquido, Rpl (ω₅ < 0, Sig < 0,1), apresentaram-se significativas para o turnover de executivos. Para ambas as variáveis, o sinal obtido para o coeficiente estimado foi negativo, de forma consistente com a expectativa. Res-salte-se que o maior coeficiente de determinação, R², foi observado no modelo (6), em que a variável de desempenho foi Roa. De acordo com o que se esperava, quanto melhor o desempenho da firma, menor a parcela de diretores executivos substituídos.

Tomando os resultados obtidos quando realizadas as regressões para os conjuntos de empresas familiares e não-familiares separadamente, por conse-qüência, com a participação da variável Fam, que indica se a empresa é ou não familiar, observa-se que: 1. as variáveis de rentabilidade (Roa e Rpl), que haviam obtido significância para a amostra completa no conjunto de empresas não-familiares, não se mostraram significativas, indicando que o turnover pode ter ocorrido por outros fatores, que não principalmente o desempenho financeiro da firma; 2. em contrapartida, nas empresas familiares, ambas as variáveis de rentabilidade obtiveram coeficientes estatisticamente significativos e com sinais de acordo com a expectativa, isto é, negativos; assim, considerando as empresas, quanto maior foi a rentabilidade, menor foi a propensão a substituir executivos, um sinal de maior exercício de poder disciplinador do conselho de administração; 3. ainda no conjunto das empresas familiares, no modelo em que a variável de desempenho é Roa (6), o tamanho do conselho de administração esteve negativamente correlacionado com o turnover. De forma significativa, esse resultado apóia a idéia de que as empresas familiares, mesmo possuindo conselhos significativamente menores (Figura 2), tenderam a substituir mais diretores executivos.

É conveniente destacar que, em todos os modelos, os valores assumidos para o coeficiente de determinação R² foram menores que os obtidos para a estatística Durbin-Watson (d), o que, segundo critério estabelecido por Granger e Newlbold (1974), constitui motivo para assumir que se trata de uma regressão não espúria, ou seja, que não existiu autocorrelação de primeira ordem. Ressalte-se também a correlação entre as variáveis independentes, o que pode ocasionar multicolinearidade, um problema na regressão, potencializando o risco da rejeição da hipótese nula equivocadamente; sinais errados para os coeficientes estimados; ou mesmo a flutuação demasiada dos coeficientes da regressão entre amostras diferentes.

Em síntese, se as variáveis explanatórias são fortemente correlacionadas, o modelo pode não estar adequado, incluindo tais variáveis. Um procedimento de mensuração da multicolinearidade utiliza o Fator Inflacionário da Variância (FIV) para cada variável explanatória. Então, o critério mais conservador utilizado é o sugerido por Snee (1973). Na ótica desse autor, se as variáveis explanatórias forem altamente correlacionadas, o FIV é superior a 5. Mas, nesse caso, os valores encontrados encontram-se no intervalo de 0,080 a 1,004.

5 CONCLUSÕES

Neste artigo, objetivou-se verificar se os determinantes do turnover de executivos em empresas brasileiras podem se apresentar diferentes entre empresas familiares e empresas não-familiares, a partir da atuação das estruturas de governança corporativa. A análise foi conduzida tomando-se como referência um conjunto de 176 empresas industriais listadas na Bovespa, segmentando-as por tipo (familiar ou não-familiar), entre 1997 e 2001. A contribuição do estudo se dá pelas especificidades que envolvem as empresas familiares, e que não têm sido consideradas em pesquisas brasileiras e, ainda, pelo oferecimento de elementos para refletir teoricamente o desempenho das empresas familiares e suas estruturas de governança. Os principais resultados obtidos foram três. Primeiro, o nível de turnover, o desempenho financeiro, o valor da firma e a estrutura de governança corporativa são significativamente diferentes entre empresas familiares e não-familiares, destacando-se que, em média, as empresas familiares são menores, possuem conselhos de administração compostos por um número menor de membros, cuja independência em relação à diretoria executiva também é significativamente menor do que nas empresas não-familiares.

Segundo, considerando-se a amostra completa, com empresas familiares e não-familiares no mesmo conjunto, a análise multivariada revelou que os dois indicadores de rentabilidade foram estatisticamente significativos para explicar o comportamento do turnover de executivos, tendo ocorrido essa correlação de forma negativa, o que apóia a argumentação de que, em empresas em que exista atuação da estrutura de governança de forma adequada, o conselho de administração, no exercício de seu poder disciplinador, promoverá o turnover de executivos cujo desempenho seja considerado insuficiente.

Terceiro, considerando os conjuntos de empresas familiares e não-familiares de forma isolada, as empresas familiares apresentaram sensibilidade do turnover de executivos ao desempenho financeiro, quando estes são medidos pelos indicadores de rentabilidade Roa e Rpl. Desse modo, parece que as empresas familiares, mesmo possuindo conselhos de administração significativamente menores, dedicam maior atenção ao desempenho da firma para motivar substituições de executivos. Esse resultado é apoiado pela correlação negativa que o tamanho do conselho (lnTamc) mostrou possuir com o turnover, quando testado o modelo (6) para as empresas familiares, contrariando a expectativa de que conselhos maiores, provavelmente, possam penalizar mais os diretores executivos por baixo desempenho, o que reforça a pergunta: afinal, quem monitora o monitor? Isto é, estariam os conselhos, de fato, exercendo seu papel de representar o acionista perante os executivos? Ao mesmo tempo, esse resultado apóia os argumentos de Yermack (1996), para quem as empresas com menor quantidade de membros no conselho de administração podem apresentar melhor desempenho financeiro, maior incentivo ao bom desempenho dos executivos, essencialmente por meio de compensações e ameaça de demissão (turnover). Destaque-se que ao longo de todo o período estudado, em média, o desempenho das empresas familiares foi significativamente menor.

Algumas limitações inerentes ao método empregado nesta pesquisa devem ser destacadas, tais como: 1. a independência plena de um membro do conselho de administração é de difícil identificação, uma vez que aspectos subjetivos podem estar envolvidos no relacionamento com outros membros da empresa. Ou melhor, ser um outsider é uma condição necessária, podendo não ser suficiente para um conselheiro ser, de fato, independente; 2. a escolha do conjunto de empresas estudadas; 3. o período de tempo analisado; 4. quanto à análise estatística cabe ressaltar o problema da causalidade reversa, discutido amplamente por Himmelberg, Hubbard e Palia (1999). Em outras palavras, a possibilidade de o turnover determinar a performance da empresa.

Neste artigo, para minimizar esse efeito, foram confrontadas informações de performances anteriores à ocorrência de turnover. Ademais, é bastante razoável assumir que eventos ocorridos em t-i afetem outros em t, e não o contrário. Diante dos resultados obtidos e das demais questões aqui argumentadas, juntando-se ainda a discreta quantidade de estudos empíricos acerca das estruturas de governança empregadas pelas empresas brasileiras, se oferece um promissor campo de pesquisas futuras, em que se pode destacar: a) replicar este estudo considerando outras definições operacionais para as variáveis empregadas, ou mesmo para outras variáveis, com um período de tempo diferente do aqui estudado; b) utilizar outras metodologias para verificar as associações aqui discutidas; e c) estudar comparativamente empresas familiares e não-familiares quanto a outros pilares das práticas de governança corporativa; d) desenvolver estudos comparativos com outros ambientes institucionais, buscando melhor entender a situação brasileira nessa temática.

• 1
  Empresa familiar é uma noção conceitual que envolve múltiplas condições intervenientes na análise da estrutura, da performance e da cultura em diferentes dimensões (UPTON, TEAL e FELAN, 2001). Assim, tornou-se um objeto de difícil demarcação teórica. Em função disso, Litz (1995) propõe a complementaridade de dois enfoques para clarear as fronteiras de domínio e, por conseguinte, desenvolver uma estrutura conceitual que proporcione elementos para o desenvolvimento de pesquisas. Um enfoque examina a estrutura, enquanto o outro está baseado na intenção de transferência da propriedade e da gestão às gerações seguintes da família empresária.

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Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  21 Set 2020
• Data do Fascículo
  Jan-Mar 2006

Histórico

• Recebido
  11 Ago 2005
• Aceito
  06 Mar 2006