A CONCENTRAÇÃO ACIONÁRIA NO BRASIL: ANÁLISE DOS IMPACTOS NO DESEMPENHO, VALOR E RISCO DAS EMPRESAS

THE SHARE OWNERSHIP CONCENTRATION IN BRAZIL: ANALYSIS OF THE IMPACT ON PERFORMANCE, VALUE AND RISK OF COMPANIES

LA CONCENTRACIÓN DE LA PROPIEDAD EN BRASIL: ANÁLISIS DEL IMPACTO EN EL RENDIMIENTO, VALOR Y RIESGO DE LAS EMPRESAS

RESUMO

No Brasil, a estrutura de governança corporativa é marcada pela forte concentração do direito de propriedade e controle em um acionista ou um bloco de controle. A teoria retrata os potenciais impactos da concentração acionária sobre o desempenho corporativo por meio das definições de efeito incentivo e efeito entrincheiramento. Inicialmente, a existência de um controlador tende a reduzir os custos de agência incorridos pela empresa e, portanto, representa benefícios a ela. No entanto, níveis elevados de concentração acionária podem implicar expropriação dos minoritários. Além de verificar empiricamente a eficácia de um mecanismo de governança corporativa para o desempenho, este estudo buscou avaliar em que medida a estrutura de propriedade afeta o risco e o valor das empresas. Nesse sentido, o objetivo principal da pesquisa foi investigar a relação entre a estrutura de propriedade e controle e valor, desempenho e risco das empresas brasileiras não financeiras listadas na BM&FBovespa entre os anos de 2004 e 2012. A pesquisa se classifica como descritivo-quantitativa e utilizou dados secundários, coletados do banco de dados Economática®, do site da Comissão de Valores Mobiliários (CVM) e da BM&FBovespa. Os procedimentos econométricos envolveram o uso do modelo de regressão com dados em painel. Os resultados demonstraram a relação negativa e estatisticamente significativa entre concentração do direito de voto e valor de mercado (medido pelo Q de Tobin), corroborando o estudo de Claessens, Djankov, Fran e Lang (2002), e o efeito entrincheiramento. As variáveis de desempenho (ROA e Ebitda) e risco (volatilidade do retorno das ações) não foram afetadas de forma estatisticamente significativa pela concentração acionária. Em relação às dummies de crise e considerando em especial a crise de 2008, a significância e o sinal negativo na especificação de valor indicam que, na ocorrência de choques de retorno, as estruturas mais concentradas penalizam o valor da firma. Por sua vez, nos modelos cuja variável resposta foi o risco, as dummies alternaram de sinal conforme o período, ou seja, no auge do choque as empresas mais concentradas apresentaram maior volatilidade, mas, após o período agudo de crise, essa mesma estrutura de propriedade e controle reduziu a volatilidade.

PALAVRAS-CHAVE
Efeito incentivo; Efeito entrincheiramento; Valor; Desempenho; Risco

ABSTRACT

The structure of corporate governance in Brazil is highlighted by the strong concentration of share ownership rights and control by a shareholder or by a controlling group. The theory reveals the potential impacts of share ownership concentration on corporate performance through incentive-effect and entrenchment-effect. Initially, the existence of a controller tends to reduce agency costs incurred by the company and, therefore, it is beneficial. However, high levels of share ownership concentration may result in expropriation of minority shareholders. In addition to empirically verifying the effectiveness of a corporate governance mechanism for performance, this study sought to evaluate the extent to which ownership structure affects the risk and value of companies. Thus, the main purpose of this research was to investigate the relationship among the ownership and control structure, value, performance and risk of non-financial Brazilian companies listed on the BM&FBovespa between the years 2004 to 2012. This research is classified as descriptive and quantitative. It used secondary data collected from Economática® database, data from the Brazilian Securities Commission (Comissão de Valores Mobiliários – CVM), and data from BM& FBovespa website. Econometric procedures involved the use of the regression model with panel data. The results revealed a negative and statistically significant relationship between concentration of voting rights and market value (measured by Tobin’s Q), corroborating Claessens, Djankov, Fan and Lang (2002) and the entrenchment-effect. The performance variables (ROA and EBITDA) and risk (volatility of stock return) were notsignificantly affected, statistically, by share ownership concentration. Concerning the crisis dummies, especially the 2008’s financial crisis, the significance and negative sign in the specification value indicate that, in the occurrence of return crisis, the most concentrated structures penalize the firm value. About the models whose dependent variable was the risk, dummies alternated signal as the period, in other words, at the height of the crisis, the more concentrated companies presented higher volatility, but, after the critical crisis period, this same ownership and control structure reduced volatility.

KEYWORDS
Incentive-effect; Entrenchment-effect; Value; Performance; Risk

RESUMEN

La estructura de gobernanza corporativa en Brasil está marcada por la fuerte concentración del derecho de la propiedad y el control de un accionista o un bloque de control. La teoría representa los impactos potenciales de concentración de la propiedad en el desempeño corporativo a través del efecto de los ajustes que están relacionados con el efecto incentivo y el efecto atrincheramiento. Primero, la existencia de un controlador tiende a reducir los costes de agencia incurridos por la empresa y por lo tanto representa beneficios. Sin embargo, los altos niveles de concentración de la propiedad pueden resultar en la expropiación de los accionistas minoritarios. Además de verificar empíricamente la eficacia del mecanismo de gobierno corporativo para el rendimiento y en qué medida el riesgo afecta la estructura de propiedad y el valor de las empresas. Entonces, el objetivo principal de la investigación fue analizar la relación entre la estructura de propiedad y control y valor, el rendimiento y el riesgo de las empresas brasileñas no financieras listadas en el mercado BM&FBovespa entre los años 2004 a 2012. Este trabajo está clasificado como descriptivo, cuantitativo y utiliza datos secundarios obtenidos de las bases de datos Economática®, de la Comisión de Valores Mobiliarios (CVM) y del sitio de la Comisión de Valores Mobiliarios (CVM) y de la BM&FBovespa. Procedimientos econométricos incluyeron el uso del modelo de regresión con datos en panel. Los resultados mostraron una relación negativa y estadísticamente significativa entre la concentración de los derechos de voto y el valor de mercado (medido por la Q de Tobin), corroborando Claessens, Djankov, Fan y Lang (2002) y el efecto atrincheramiento. Las variables de rendimiento (ROA y Ebitda) y riesgo (volatilidad de los rendimientos de las acciones) no fueron significativamente afectadas por la concentración de las acciones. Acerca de las dummies de crisis, y considerando en especial la de 2008, en la especificación del valor, el signo negativo para el valor indica que en tiempos de crisis, las estructuras más concentradas penalizan la valía de la empresa. A su vez, en los modelos cuja variable respuesta fue el riesgo, las dummiesalternaron de señal conforme el período, o sea, en el auge del choque las empresas más concentradas mostraron una mayor volatilidad, pero, después del periodo agudo de la crisis, esa misma estructura de propiedad y control redujo la volatilidad.

PALABRAS CLAVE
Efecto incentivo; Efecto atrincheramiento; Valor; Rendimiento; Riesgo

1 Introdução

De acordo com Carvalhal-da-Silva (2004), o debate sobre governança corporativa no Brasil se intensificou em função das mudanças percebidas nas relações entre acionistas e administradores e entre acionistas majoritários e acionistas minoritários. Essas mudanças são resultantes da reestruturação societária provocada pelas privatizações e pela entrada de novos sócios nas empresas do setor privado, especialmente estrangeiros e investidores institucionais.

Desse modo, assim como afirmam Shleifer e Vishny (1997), a estrutura de propriedade é, com a proteção legal, um dos determinantes da governança corporativa. Jensen e Meckling (1976), a esse respeito, sustentam que a concentração de propriedade pode ser benéfica para a avaliação das organizações, visto que garante aos investidores maior monitoramento dos gestores.

Em relação à proteção legal, vale destacar, no Brasil, a criação da Lei n. 10.303/2001, a qual altera a Lei n. 6.404/76, de modo a possibilitar maior acesso do acionista minoritário ao mercado acionário e a redução da concentração acionária. Entre as principais mudanças observadas nessa lei, destacam-se os seguintes aspectos: alteração de 33% para 50% na proporção máxima entre ações ordinárias e ações preferenciais para as empresas constituídas após a lei; permissão para que, em situações específicas, os minoritários possam eleger e destituir membros do conselho fiscal; e melhoria no processo de divulgação de informações para assembleias.

A preocupação com a concentração acionária é percebida em estudos no Brasil e no mundo. Um dos estudos seminais a esse respeito é o de Claessens, Djankov, Fan e Lang (2002). Esses autores apresentam os efeitos da estrutura de propriedade e de controle sobre o valor de mercado das empresas de oito países da Ásia Oriental. De acordo com eles, à medida que aumentam os direitos do acionista controlador sobre o fluxo de caixa, também há um crescimento do valor de mercado das empresas – trata-se do efeito incentivo. Entretanto, quando os direitos sobre o fluxo de caixa do acionista controlador são menores que seus direitos de controle, há uma diminuição do valor de mercado das empresas – o chamado efeito entrincheiramento. Neste estudo, foi possível verificar, portanto, que, em países com maior concentração de propriedade, o principal conflito de agência percebido diz respeito ao conflito entre acionistas controladores e minoritários.

No tocante ao mercado brasileiro, as pesquisas realizadas sugerem que a concentração do direito de voto nas mãos dos acionistas controladores pode estar associada com maior expropriação dos acionistas minoritários (Carvalhal-da-Silva, 2004; Silveira, Lanzana, Barros, & Famá, 2004; Caixe & Krauter, 2013).

Um dos estudos nessa linha é o de Silveira et al. (2004), que analisaram o efeito da concentração de propriedade e de controle no valor de 138 companhias abertas brasileiras, no período de 1999 a 2002. O trabalho investigou a relação da diferença entre o direito de controle (direito de voto) e o direito sobre o fluxo de caixa (participação no capital total), representada pela variável DIF, com o valor de mercado das empresas abertas brasileiras não financeiras (Q de Tobin e valor de mercado sobre o patrimônio líquido). Os resultados demonstraram uma relação negativa entre a variável DIF e o Q de Tobin. No entanto, não se observou significância estatística em todos os modelos testados.

Ademais, Silveira et al.(2004)afirmam que, no Brasil, a manutenção da concentração do controle por parte dos acionistas majoritários (mesmo após a venda de ações) ocorre especialmente em virtude da emissão de duas classes de ações, com e sem direito a voto, fato que inviabiliza a relação uma ação-um voto. Sendo assim, sustentam que a emissão de ações preferenciais corresponde ao principal mecanismo de separação entre o direito de controle e o direito sobre o fluxo de caixa nas firmas. Sob a mesma perspectiva, Okimura, Silveira e Rocha (2004) constataram que existe uma influência quadrática da concentração do direito de voto sobre o valor e uma influência negativa linear do excesso do direito de voto sobre a mesma variável. Por sua vez, Carvalhal-da-Silva e Leal (2006) observaram que valor e desempenho estão positivamente relacionados com a concentração de fluxo de caixa e negativamente relacionados com a concentração de direito a voto. Esses resultados corroboram as análises de Claessens et al.(2002). Entretanto, nos estudos de Dami, Rogers e Ribeiro (2007), as variáveis de estrutura de propriedade não exerceram influência sobre o desempenho financeiro e valor das empresas.

O estudo de Caixe e Krauter (2013), com uma abordagem estatística diferente dos demais, de modo a atenuar problemas de endogeneidade e causalidade reversa, confirmou os efeitos incentivo e entrincheiramento para uma amostra de 237 empresas brasileiras não financeiras no período compreendido entre 2001 e 2010.

Vale destacar que alguns desses pesquisadores também se preocuparam em realizar um diagnóstico da concentração de propriedade no Brasil. Apesar de os estudos terem sido feitos para períodos diferentes, constatou-se que quase metade do controle está nas mãos de famílias ou indivíduos, há uma porção significativa de controladores estrangeiros e nacionais não familiares, com cerca de 20% cada um, baixa representação de bancos e instituições financeiras, em média menos de 1%, empresas estatais com quase 6% e fundos de pensão com aproximadamente 5% de representatividade (Okimura et al., 2004; Silveira, Barros & Famá, 2008; Caixe & Krauter, 2013).

Diante dos diversos estudos realizados no Brasil sobre essa temática que não obtiveram resultados convergentes entre si, como pesquisas de Silveira et al.(2004), Okimura et al. (2004), Carvalhal-da-Silva e Leal (2006), Dami et al.(2006), Silveira et al. (2008) e Caixe e Krauter (2013), este trabalho se propõe a analisar os impactos da concentração de propriedade e controle sobre valor e desempenho das empresas adicionando à análise a variável risco, na qual reside um dos diferenciais em relação aos estudos supracitados. Procura-se testar de que forma a estrutura de propriedade e controle das empresas brasileiras contribui para uma menor exposição ao risco, além dos efeitos sobre as variáveis valor e desempenho, tradicionalmente empregadas em estudos dessa natureza. Portanto, o problema de pesquisa que orienta este trabalho se apresenta como:

• Qual é a relação da concentração de propriedade acionária com as medidas de desempenho, valor e risco das empresas brasileiras listadas na BM&FBovespa entre 2004 e 2012?

Diante do problema de pesquisa exposto, o objetivo geral do trabalho é investigar a relação da concentração acionária com as medidas de desempenho, valor e risco das empresas brasileiras listadas na BM&FBovespa entre 2004 e 2012. Esse período amostral escolhido permite a atualização dos dados, especialmente do trabalho de Carvalhal-da-Silva e Leal (2006). Especificamente, pretende-se realizar um diagnóstico da concentração de propriedade dessas empresas brasileiras, de modo a identificar as características da composição acionária direta, isto é, os percentuais de ações ordinárias e ações totais dos controladores, e os tipos de acionistas controladores: privado estrangeiro, privado nacional, familiar, instituições financeiras, fundos de pensão, estatal e acionistas não controladores. Destaca-se, ainda, que as análises serão bienais, assim como utilizado por Carvalhal-da-Silva e Leal (2006), dado que a estrutura de propriedade e controle sofre pequenas mudanças de um ano para outro.

Este estudo está estruturado em cinco partes, das quais a primeira contempla a relevância do tema, o problema de pesquisa, bem como os objetivos geral e específicos. A segunda seção apresenta a literatura sobre estrutura de propriedade e de controle, desempenho, valor e risco. A terceira destaca a metodologia adotada para realização do trabalho, a quarta aponta os resultados obtidos, e a quinta apresenta as conclusões da pesquisa.

2 Referencial teórico

2.1 A RELAÇÃO DE AGÊNCIA E A ESTRUTURA DE PROPRIEDADE E CONTROLE

A internacionalização das finanças e da atividade empresarial, acentuada a partir da década de 1960, somada à desregulamentação dos mercados americano e europeu a partir da década de 1980, ampliou o ritmo e o volume dos fluxos internacionais de capital entre os países e reforçou a função do mercado de capitais como importante lócus de negociação dos títulos representativos da propriedade das empresas. Por essa razão, há a expectativa de que seja acentuada a separação entre a propriedade, relacionada à detenção do capital da empresa, e o controle, pautado no direito de voto/gestão (De Paula, 2003).

De acordo com Saito e Silveira (2008), a estrutura de propriedade e os decorrentes conflitos de interesse na alta administração das companhias são alvo de diversos estudos sobre governança corporativa, desde os trabalhos seminais sobre o tema, entre os quais se destaca o clássico de Berle e Means (1932), The modern corporation and private property, que propôs uma verificação empírica da composição acionária de grandes empresas norte-americanas e um exame dos eventuais efeitos que os conflitos de interesses produziriam sobre o desempenho e valor das empresas.

O trabalho de Jensen e Meckling (1976) veio justamente qualificar esses conflitos de interesse existentes entre gestores e acionistas (e, portanto, subjacentes à separação entre propriedade e controle), à luz de uma abordagem contratual pela qual o principal (outorgante) concede ao agente (outorgado) a função de exercer as tarefas conforme os anseios do primeiro. Como não é de se esperar que os objetivos do agente estejam completamente alinhados aos interesses do principal, configuram-se o conflito de agência e os custos de agência para mitigá-los, quais sejam, custos de monitoramento, contratos, perdas residuais, entre outros.

Um ponto importante no estudo dos autores reside na teoria da estrutura de propriedade levantada a partir do conceito de conflito de agência e do custo de agência decorrente. Eles consideram que, quando o gestor não detém direitos de propriedade (associados ao fluxo de caixa), ele tende a ampliar suas despesas supérfluas (gastos não pecuniários), uma vez que o custo relacionado a elas será compartilhado entre os acionistas. Portanto, apontam que quanto maior for a parcela dos direitos de propriedade e controle detidos pelo gestor, menores serão os custos de agência incorridos e maior será o valor da firma, pois o mercado não irá precificar nas ações os maiores custos incorridos por determinada empresa para monitorar a ação de seus gestores. Em síntese, a teoria sugere que uma maior concentração de propriedade tende a ser benéfica para o desempenho corporativo.

Essa teoria não se alinhou ao resultado de Berle e Means (1932). Para esses autores, em um contexto de propriedade difusa, tal qual o norte-americano, o poder dos gestores aumentaria e haveria uma tendência de eles agirem conforme seus interesses, em detrimento dos acionistas. Ou seja, a dispersão da estrutura de propriedade faria surgir o conflito de agência entre acionistas e gestores, e produziria efeitos deletérios sobre o desempenho da firma.

Ocorre, contudo, segundo Leal, Carvalhal-da-Silva e Valadares (2002), que são poucos os países marcados por empresas de propriedade dispersa, fato percebido naqueles de tradição jurídica anglo-saxã – lei comum (Estados Unidos e Inglaterra, basicamente). O grande conjunto dos demais países, com sistema jurídico originário sob a perspectiva da lei civil, é marcado pela menor proteção legal aos investidores e por forte concentração de propriedade (La Porta, Lopez-de-Silanes, Shleifer, & Vishiny, 2000). Segundo Okimura et al. (2004), nesses países, a concentração de propriedade parece surgir como uma solução de mercado para mitigar as chances de expropriação dos acionistas por parte dos gestores.

La Porta et al.(2000), em trabalho realizado com 691 empresas dos 27 países mais ricos do mundo (segundo critério de renda per capita), encontraram evidências da prevalência de uma estrutura de propriedade concentrada e de controle exercido majoritariamente por famílias e pelo Estado. Claessens et al.(2002), em estudo feito sobre a concentração acionária de oito países do Leste Asiático, notaram que 67% da amostra (composta por 2.980 companhias) era controlada por um único acionista. Portanto, conforme indicam La Porta, Shleifer, Lopez-de-Silanes e Vishiny (2002), o mais comum no resto do mundo (afora países com sistema jurídico originário da lei comum) é a existência de um controlador majoritário ou bloco de grandes acionistas.

O caso brasileiro, de acordo com Silveira (2002), Silveira et al.(2004), Dami et al. (2007) e Saito e Silveira (2008), situa-se na realidade apontada por La Porta et al.(2002): maior concentração de propriedade e o principal conflito de interesses se dando entre acionistas majoritários (controladores) e minoritários. Ademais, a potencial expropriação dos minoritários por parte dos controladores é reforçada no Brasil por conta da emissão de duas classes de ações – com (ordinárias) e sem direito a voto (preferenciais) –, o que reforça ainda mais a separação entre propriedade e controle (esvaziamento da relação “uma ação-um voto”) (Silveira et al.,2004).

Notadamente, observa-se que passa a prevalecer o conflito entre majoritários e minoritários, em função da preponderância da dispersão acionária (Claessens et al., 2002). Independentemente da mudança na perspectiva do conflito de agência, permanece a noção de que a concentração acionária tem benefícios e custos associados e que necessita ser tomada do ponto de vista de seus efeitos líquidos sobre o desempenho corporativo (Caixe & Krauter, 2013; Okimura et al., 2004).

2.2 EFEITOS INCENTIVO E ENTRINCHEIRAMENTO

A atuação do gestor a depender do nível de concentração acionária, conforme os autores Shleifer e Vishny (1997), Claessens et al.(2002) e Carvalhal-da-Silva e Leal (2006), pode gerar dois fatores: os efeitos incentivo e entrincheiramento. A capacidade de os acionistas controladores expropriarem outros acionistas pode ser limitada pelos incentivos financeiros que os primeiros têm para não fazê-lo, entre os quais se destaca a propriedade sobre o fluxo de caixa. Ou seja, ceteris paribus, quando os direitos do controlador sobre o fluxo de caixa (propriedade) são altos, o maior custo associado à expropriação tende a reduzi-la, implicando maior valorização da empresa: trata-se do efeito incentivo. O impacto positivo sobre o desempenho corporativo em decorrência da concentração de propriedade poderia ser observado ainda na redução dos custos de agência por conta do monitoramento eficaz realizado pelos controladores, sinalizando ao mercado um alinhamento entre gestores e acionistas.

Quando a concentração de propriedade e controle supera certo patamar, o conselho de administração e o mercado de aquisições hostis perdem relevância diante do bloco de controle. Essa elevada concentração acionária pode induzir ainda os controladores a expropriar os minoritários, buscando extrair os benefícios privados de controle, o que implica maior custo de agência requerido para monitoramento e menor valor da firma: é o efeito entrincheiramento. Em outros termos, a maior concentração dos direitos de controle sob posse do controlador e a separação entre direitos de controle e de fluxo de caixa acirram o conflito de agência existente entre controladores e minoritários, e penalizam o valor da empresa.

Diversos estudos empíricos têm sido realizados com vistas a avaliar a relação entre controle acionário e valor e desempenho das empresas, embora os diferentes tratamentos econométricos dados tenham produzido resultados diferentes. Jensen e Meckling (1976) concluem que a concentração de propriedade pode ser benéfica em função da maior eficiência dos grandes investidores no monitoramento dos potenciais problemas de agência. Morck, Shleifer e Vishny (1988), Claessens et al.(2002) e Carvalhal-da-Silva e Leal (2006) já distinguem entre os efeitos positivos da concentração de propriedade e dos impactos negativos da concentração de controle e separação entre direito de voto e de controle, ambos sobre o valor e desempenho das firmas.

Especificamente para o caso brasileiro, Okimura et al. (2004) encontram, para uma amostra de empresas entre 1998 e 2002, uma influência quadrática positiva do direito de voto sobre o valor e uma relação linear negativa entre os direitos de controle que excedem os direitos de propriedade e o valor; os direitos de propriedade não apresentaram significância estatística sobre o valor. Já Siqueira (1998) concluiu, em estudo sobre as causas e consequências da concentração de propriedade, no qual utilizou uma amostra de 278 companhias brasileiras, que há um efeito negativo da concentração de propriedade sobre o desempenho econômico-financeiro das companhias; as demais variáveis de concentração acionária não se mostraram significantes. Ou seja, esse autor encontrou resultados diferentes dos esperados a priori.

Um estudo recente, com o mesmo objetivo, é o de Caixe e Krauter (2013). Esses autores utilizaram diferentes variáveis para capturar os efeitos incentivo e entrincheiramento, ou seja, o percentual de ações totais (diz respeito ao direito sobre fluxo de caixa – PROP1), o percentual de ações ordinárias em posse do maior acionista (representa a concentração no direito de voto – CON1) e o logaritmo do valor de mercado das ações em posse do controlador (LnPROP1). O valor de mercado corporativo, por sua vez, foi representado pelas variáveis Q de Tobin e valor da empresa sobre o ativo total. Foi utilizado o método dos momentos generalizados sistêmicos (GMM-Sys) para mitigar os efeitos de endogeneidade, feedback e simultaneidade. Os resultados observados indicam relação quadrática entre a concentração do direito sobre fluxo de caixa do acionista controlador e o valor de mercado corporativo. Dessa forma, a concentração de propriedade impacta positivamente o valor de mercado, mas acima do ponto ótimo de concentração observado, sendo este 53,99% para o Q de Tobin e 51,84% para o valor da empresa sobre o ativo total, indica maior probabilidade de ocorrência do efeito entrincheiramento.

Outro elemento destacado pela literatura é o potencial impacto da concentração acionária sobre os mecanismos de compensação dos gestores. Pinto e Leal (2013) reforçam que as informações detalhadas sobre a remuneração da diretoria e do conselho de administração passaram a estar disponíveis no Brasil a partir de 2010, o que, de certa forma, explica a lacuna nessa temática. Ao analisarem uma amostra de 315 companhias brasileiras entre os anos de 2009 e 2010, foi encontrada uma relação negativa e estatisticamente significativa entre a remuneração dos administradores e o grau de concentração acionária, o que sugere que empresas com menor grau de concentração acionária tendem a pagar melhor seus administradores.

De forma geral, todas as premissas adotadas para avaliar os efeitos da concentração de propriedade e controle sobre o desempenho das empresas estão apoiadas nos trabalhos clássicos de Demsetz e Lehn (1985) e Demsetz e Villalonga (2001), os quais trataram a temática de estrutura de propriedade por meio da categorização do grau de concentração em causas e consequências. As causas estariam relacionadas a elementos que determinam o nível de concentração, como instabilidade do mercado, tamanho da empresa, estrutura de capital, tipo de acionista controlador, entre outros. Já as consequências estão associadas aos custos (a rigor, efeito entrincheiramento) e benefícios (a rigor, efeito incentivo) para o desempenho e valor das companhias (Rogers, Dami, Ribeiro, & Sousa, 2008).

Do estudo de Demsetz e Lehn (1985) decorre, portanto, outra corrente teórica que postula que a causalidade entre estrutura de propriedade e controle e desempenho corporativo é espúria. Os autores apresentam evidências de que atributos corporativos (tamanho da empresa, setor de atuação etc.) determinam a concentração acionária, ou seja, esta seria endógena e não explicativa do desempenho (Okimura et al., 2004; Siqueira, 1998).

Tendo em vista as duas abordagens, este trabalho parte das perspectivas adotadas por Morck et al. (1988), Claessens et al. (2002), Okimura et al. (2004), Carvalhal-da-Silva e Leal (2006) e Caixe e Krauter (2013) de que cabe analisar a relação entre a estrutura de propriedade e controle e o desempenho corporativo à luz do conceito de que os mecanismos de governança corporativa (representados, nesse caso, pela estrutura de propriedade) podem ser empregados com vistas a equilibrar e solucionar os problemas de agência.

Adicionalmente ao estudo dos potenciais efeitos da estrutura de propriedade sobre valor e desempenho, este trabalho propõe acrescentar à analise a variável risco, a partir da premissa de que a governança corporativa (nesse caso, sob a forma do mecanismo interno da estrutura de propriedade) tende a reduzir a exposição das empresas ao risco, em particular a volatilidade de seus retornos.

Essa premissa está apoiada em Silveira (2002)e Lameira (2012), para quem o fato de a empresa adotar boas práticas de governança corporativa afeta seu valor e desempenho pelo canal da melhor avaliação do preço de suas ações por parte do mercado que, em última instância, reflete seu risco (volatilidade dos retornos). Ou seja, admite-se que a adoção de boas práticas de governança corporativa eleva a confiança do mercado perante a empresa, o que contribui para reduzir a variabilidade da cotação de seus papéis.

O trabalho de Johnson, Boone, Breach e Friedman (2000) reforça o que se pretende analisar nesta pesquisa. A modelagem realizada pelos autores indicou que as variáveis de governança corporativa, em particular o grau de proteção aos acionistas minoritários, se apresentaram mais significativas do que as variáveis macroeconômicas na explicação da queda do mercado acionário de diversas economias emergentes durante a crise asiática de 1997-1998. Concluem que, em períodos de choques no mercado de capitais, empresas dotadas de mecanismos mais contundentes de proteção aos minoritários apresentariam menor volatilidade dos retornos em comparação àquelas com menor proteção.

Também a respeito da performance de empresas em tempos de crise, destaca-se o trabalho de Peixoto (2012). A autora avaliou a relação entre a governança corporativa e desempenho/valor/risco de empresas brasileiras de capital aberto em períodos de crise e não crise. O período da análise envolveu os anos de 2000 a 2009 e foi constatado que, na ocorrência de uma crise com efeitos deletérios sobre os retornos esperados das ações, os investidores levam em consideração as fraquezas da governança corporativa, especialmente em países cuja proteção aos acionistas minoritários é menor. Apesar disso, quando analisados separadamente os mecanismos de governança corporativa, foi observado que a estrutura de propriedade e controle corresponde ao mecanismo menos relevante no período analisado, demonstrando, inclusive, redução de importância nos períodos de não crise e de crise global.

Tem sido atribuída também à estrutura de propriedade e controle a condição de determinante potencial do ajuste parcial de preços (APP) em uma oferta pública inicial (initial public offering – IPO). Hoffmann, Bortoluzzo e Machado (2013), ao avaliarem as IPOs realizadas por empresas brasileiras não financeiras no período de 2004 a 2007, constataram que a proporção de ações preferenciais na oferta pública está positivamente relacionada ao APP, o que indica, assim como afirmam Shleifer e Vishny (1997), que, ao concederem aos acionistas maior participação no fluxo de caixa, as empresas tendem a ser valorizadas pelo mercado.

3 PROCEDIMENTO METODOLÓGICO

Nesta seção, abordam-se: a classificação da pesquisa, da amostra e dos dados, a definição operacional das variáveis e o modelo empírico utilizado.

3.1 CLASSIFICAÇÃO DA PESQUISA, DA AMOSTRA E DOS DADOS

Conforme Andrade (2001), a pesquisa, quanto aos objetivos, pode ser classificada como exploratória, descritiva ou explicativa. O presente estudo é classificado como descritivo, visto que contempla fatos que são observados, registrados e interpretados sem interferência do pesquisador sobre eles. De acordo com Santos (2002), esse tipo de pesquisa corresponde ao levantamento de características conhecidas. Ademais, Gil (1991) sustenta que o principal objetivo da pesquisa descritiva é descrever as características de determinada população ou estabelecer o relacionamento de variáveis. No tocante à abordagem do problema, Martins e Theóphilo (2009) classificam a pesquisa como qualitativa ou quantitativa. Este estudo é quantitativo por adotar sistemas de medições controladas e não somente a observação natural.

Em relação aos dados, esta pesquisa utilizou dados secundários, coletados do banco de dados Economática^®, no site da Comissão de Valores Mobiliários (CVM) e da BM&FBovespa e nas demonstrações de Informações Anuais (IANs) das empresas, disponibilizadas na CVM anualmente.

A amostra foi composta por empresas brasileiras de capital aberto não financeiras listadas na BM&FBovespa, no período de 2004 a 2012. O critério baseou-se no trabalho de Silveira et al. (2004), pelo qual foram consideradas as empresas com liquidez mínima igual ou superior a 0,001% do índice da empresa mais líquida no final de dezembro de 2012. O setor de finanças e seguros foi excluído da amostra, pois tem estrutura financeira peculiar com critérios de análise distintos em relação aos das outras empresas. Diante disso, depois do filtro de liquidez e de setor, a amostra final resultou em 138 empresas, formando um painel não balanceado.

3.2 DEFINIÇÃO OPERACIONAL DAS VARIÁVEIS

Este estudo investiga a relação entre a estrutura de propriedade e controle com o desempenho, o valor e o risco das empresas. A escolha das variáveis dependentes, independentes e de controle, e a metodologia desenvolvida têm como base os estudos que analisam a relação da estrutura de propriedade e valor de empresa, especialmente o trabalho de Claessens et al.(2002), Okimura et al. (2004), Silveira et al. (2004), Silveira et al. (2008), Carvalhal-da-Silva e Leal (2006), Dami et al. (2007) e Caixe e Krauter (2013).

3.2.1 Variáveis independentes

Nesta pesquisa, serão utilizados os percentuais do maior e dos três maiores acionistas, assim como utilizado por Carvalhal-da-Silva e Leal (2006) para verificar a relação da estrutura de propriedade e de controle com as variáveis dependentes de cada modelo. Os percentuais considerados dizem respeito ao total de ações com direito a voto (%AOM e %AO3M) e ao total das ações da companhia (%ATM e %AT3M, respectivamente para o maior e os três maiores acionistas).

3.2.2 Variáveis dependentes

• variável de desempenho

ROA

Para medir o desempenho das organizações, diferentes medidas podem ser utilizadas. Assim como Carvalhal-da-Silva e Leal (2006) utilizam, este estudo adota o retorno sobre os ativos (ROA) como proxy de riqueza. Essa variável é expressa pela seguinte equação:

Ebitda

Outra variável utilizada para medir o desempenho das organizações, assim como no trabalho de Okimura et al. (2004), foi o Ebitda, que corresponde ao lucro antes de juros, impostos, depreciação e amortização.

• variável de valor

O Q de Tobin será estimado pela aproximação simplificada proposta por Chung e Pruitt (1994). Ele tem sido empregado em diferentes estudos (Okimura et al., 2004; Silveira et al., 2004; Silveira et al., 2008; Peixoto, 2012) e pode ser assim descrito:

Em que:

VMON = valor de mercado das ações ordinárias;

VMPN = valor de mercado das ações preferenciais;

D = valor contábil das dívidas ou capital de terceiros;

AT = ativo total da empresa.

Market-to-book considerando o ativo total

Assim como observado no trabalho de Peixoto (2012), também foi adotado, como proxy do valor de mercado, o market-to-book, considerando o ativo total. Esse índice é descrito a seguir:

• variável de risco – volatilidade do retorno das ações

Para medir o risco associado às empresas, optou-se pela análise da volatilidade do retorno das ações, assim como utilizado por Silveira (2002) e Lameira (2012). Neste último estudo, constatou-se que a qualidade da governança corporativa está negativa e significativamente relacionada com a volatilidade do retorno das ações. A volatilidade será medida pelo desvio padrão dos retornos mensais dos 12 períodos anteriores àqueles determinados para o estudo, quais sejam, dezembro de 2004, 2006, 2008, 2010 e 2012.

O retorno foi obtido pelo logaritmo neperiano da razão entre a cotação de fechamento do período t e do período t–1, conforme Peixoto (2012).

Em que:

P_t = cotação de fechamento no período t;

P_t–1 = cotação de fechamento no período t-1.

3.2.3 Variáveis de controle

As variáveis de controle seguem a proposta dos trabalhos referenciados anteriormente e foram selecionadas com base na influência que possivelmente exercem nas variáveis independentes (%AT e %AO) e dependentes de desempenho (ROA), valor (Q de Tobin) e risco (volatilidade):

• Ln(Ativo) = logaritmo neperiano do ativo total, presente nos estudos de Carvalhal-da-Silva e Leal (2006), Okimura et al. (2004), Peixoto (2012), Caixe e Krauter (2013) e Silveira et al. (2004).

• Liq = índice de liquidez das ações, calculado pelo Economática^®para o período de 12 meses e utilizado por Okimura et al. (2004), Silveira et al. (2004) e Caixe e Krauter (2013).

• Crise = análise das quebras estruturais em função da crise de 2008. Foram utilizadas três variáveis categóricas para separar o período pré-crise (D_1), que contempla os anos 2004 e 2006, crise (D_2), que corresponde ao ano de 2008, e pós-crise (D_3), que diz respeito aos anos de 2010 e 2012. A preocupação com os impactos dessa crise também é observada no estudo de Peixoto (2012).

• Crescimento = crescimento médio das vendas, obtido pelo crescimento médio da receita operacional líquida nos últimos três anos, conforme Carvalhal-da-Silva e Leal (2006).

• Identidade do controlador = foram utilizadas sete variáveis categóricas com base nos estudos de Okimura et al. (2004), Silveira et al. (2008), Peixoto (2012) e Caixe e Krauter (2013):

  • ○ Propriedade privada estrangeira (PE): uma multinacional ou grupo de investidores como maior acionista da empresa.

  • ○ Propriedade estatal (estatal): o maior acionista é o Estado (União, Estados ou municípios).

  • ○ Propriedade privada nacional (PN): grupo de investidores de origem nacional, não sendo investidores fundadores ou herdeiros.

  • ○ Propriedade familiar (PF): família fundadora ou único investidor como maior acionista da empresa.

  • ○ Investidores institucionais (II): investidores institucionais e fundos de pensão como maior acionista.

  • ○ Propriedade por instituições financeiras (IF): uma instituição financeira é a maior acionista da empresa.

  • ○ Empresas não controladas (NC): empresas cujo maior acionista ordinário não é o controlador.

O Quadro 1 apresenta um resumo das variáveis usadas neste trabalho.

Quadro 1
VARIÁVEIS USADAS NA PESQUISA

3.3 MODELO EMPÍRICO

Este trabalho pretende analisar o impacto da concentração acionária no desempenho, valor e risco das empresas brasileiras não financeiras negociadas na BM&FBovespa. Para investigar essas relações, foram propostos três modelos que analisam o quanto a concentração de propriedade e controle impactam as variáveis de desempenho (ROA e Ebtida), valor (Q de Tobin e MTB) e risco (volatilidade). Todos esses modelos serão analisados conforme os percentuais de ações ordinárias e totais do maior e dos três maiores acionistas.

• valor

• desempenho

• risco

Em que β₀ é o intercepto, i e trepresentam, respectivamente, as empresas e os anos, sendo u_it o termo do erro da i-ésima empresa no t-ésimo ano (Caixe & Krauter, 2013).

Desse modo, esses modelos foram estimados pelo método dos mínimos quadrados ordinários (MQO) e pelo método dos efeitos fixos (EF) e aleatórios (EA). Os dois últimos pressupõem homocedasticidade e ausência de correlação entre os termos do erro (Stock & Watson, 2004).

Para a identificação do modelo mais adequado, realizou-se, conforme Greene (2002) e Kennedy (2009), o teste Lagrange multiplier(LM multiplicadores de Lagrange) que é baseado no método dos MQO dos resíduos da regressão. A hipótese nula considera que a variância de u_i é igual a zero. Se essa hipótese não for rejeitada, a opção viável será o modelo com dados agrupados (pooled regression). Se for rejeitada, realizar-se-á o teste de Hausman (1978) que avalia a correlação entre os x_it e os efeitos individuais. Sendo assim, se os efeitos do intercepto forem correlacionados com x_it, serão utilizados os efeitos aleatórios; mas, se houver correlação, será viável utilizar o método dos efeitos fixos.

3.4 NORMAS INTERNACIONAIS DE CONTABILIDADE (INTERNATIONAL FINANCIAL REPORTING STANDARDS – IFRS)

Este trabalho não visou controlar o efeito do impacto da adoção do padrão IFRS nos indicadores econômico-financeiros utilizados nesta pesquisa. Assim como afirma Moura e Coelho (2014), a adoção dessas normas ocorreu em duas fases: em 2008, de forma voluntária, e 2010, de forma compulsória. Desse modo, como no Brasil a adoção do padrão IFRS não se deu em um mesmo momento e nem todas as empresas republicaram suas demonstrações contábeis no referido padrão, definir uma única forma de controle que impacte essa nova adoção não seria viável.

Ademais, outros aspectos afetam a qualidade informacional da contabilidade e, consequentemente, sua capacidade preditiva, como: concentração acionária, efetiva atuação de organismos reguladores, mecanismos de proteção dos investidores, estrutura de governança corporativa, entre outros (Moura & Coelho, 2014; Garcia & Martins, 2014).

Cumpre ressaltar o estudo de Klann, Beuren e Hein (2009), o qual visou identificar os impactos das diferenças entre as normas contábeis brasileiras e americanas nos indicadores de desempenho das empresas brasileiras com American Depositary Receipts (ADRs). Os autores consideraram uma amostra de 17 empresas de governança corporativa da Bovespa, que apresentaram, em janeiro de 2007, a negociação de ADRs na New York Stock Exchange (Nyse). Esse estudo comparativo entre os indicadores de desempenho, calculados com base nas demonstrações contábeis enviadas à Bovespa e à Nyse, revelou que as nor-mas contábeis brasileiras e americanas não afetaram de maneira significativa os indicadores de desempenho das empresas analisadas, o que levou à conclusão de que não ocorreu, nas empresas da amostra, assimetria de informação.

Sendo assim, este estudo não buscou determinar o tipo (positivo e negativo) e a magnitude do impacto que a convergência às IFRS produziu sobre os indicadores financeiros e contábeis das empresas brasileiras. Entende-se que tal efeito (caso exista) pode ser captado pela dummy fixada para o ano de 2008 (ano que marcou a primeira fase de adoção do padrão IFRS) e pelas variáveis “identidade do controlador”, que controlam os eventuais impactos das novas normas sobre as medidas de desempenho, valor e risco desta pesquisa.

4 RESULTADOS E ANÁLISES

A Tabela 1 apresenta a trajetória da estrutura direta de propriedade e controle das empresas brasileiras de 2004 a 2012, dividida entre empresas que possuem ou não acionista controlador. O critério para apontar a existência ou não de um acionista controlador obedeceu à legislação a que cada empresa está sujeita, ou seja, para empresas que abriram capital antes de 2001 e que, portanto, estavam sujeitas à Lei n. 6.404/76, o acionista que detivesse 16,67% das ações ordinárias foi considerado controlador. Para as demais empresas que abriram capital a partir de 2001, o percentual considerado foi de 25% das ações com direito a voto, conforme aponta a Lei n. 10.303/2001.

TABELA 1
COMPOSIÇÃO ACIONÁRIA DIRETA DAS EMPRESAS BRASILEIRAS

	EMPRESAS COM ACIONISTA CONTROLADOR (47 EMPRESAS)			EMPRESAS SEM ACIONISTA CONTROLADOR (3 EMPRESAS)			TOTAL (50 EMPRESAS)
	CAPITAL VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL	CAPITAL VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL	CAPITAL VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL
Maior acionista	52,32%	40,47%	1,45	9,60%	9,81%	0,99	49,76%	38,63%	1,42
Três maiores acionistas	97,97%	82,03%	1,44	30,19%	21,43%	1,28	93,91%	78,40%	1,43
Ano 2004
	EMPRESAS COM ACIONISTA CONTROLADOR (86 EMPRESAS)			EMPRESAS SEM ACIONISTA CONTROLADOR (18 EMPRESAS)			TOTAL (104 EMPRESAS)
	CAPITAL VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL	CAPITAL VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL	CAPITAL VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL
Maior acionista	49,02%	44,42%	1,20	14,47%	14,47%	1,00	43,04%	39,24%	1,16
Três maiores acionistas	67,25%	61,01%	1,17	30,09%	29,51%	1,02	60,82%	55,56%	1,15
Ano 2006
	EMPRESAS COM ACIONISTA CONTROLADOR (95 EMPRESAS)			EMPRESAS SEM ACIONISTA CONTROLADOR (19 EMPRESAS)			TOTAL (114 EMPRESAS)
	CAPITAL VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL	CAPITAL VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL	CAPITAL VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL
Maior acionista	49,16%	44,96%	1,16	15,27%	15,15%	1,01	43,51%	39,99%	1,13
Três maiores acionistas	67,62%	62,48%	1,13	35,16%	34,52%	1,03	62,21%	57,82%	1,11
Ano 2008
	EMPRESAS COM ACIONISTA CONTROLADOR (103 EMPRESAS)			EMPRESAS SEM ACIONISTA CONTROLADOR (28 EMPRESAS)			TOTAL (131 EMPRESAS)
	CAPITAL VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL	CAPITAL VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL	CAPITAL VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL
Maior acionista	47,56%	43,80%	1,15	14,52%	14,52%	1,00	40,50%	37,54%	1,12
Três maiores acionistas	64,42%	59,74%	1,12	30,18%	30,18%	1,00	57,10%	53,42%	1,09
Ano 2010
	EMPRESAS COM ACIONISTA CONTROLADOR (91 EMPRESAS)			EMPRESAS SEM ACIONISTA CONTROLADOR (38 EMPRESAS)			TOTAL (129 EMPRESAS)
	CAPITA VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL	CAPITAL VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL	CAPITAL VOTANTE	CAPITAL TOTAL	VOT/ TOTAL
Maior acionista	44,46%	41,53%	1,12	12,41%	13,23%	0,96	35,02%	33,19%	1,07
Três maiores acionistas	61,42%	57,98%	1,09	31,12%	29,76%	1,04	52,50%	49,67%	1,08
Ano 2012

• Fonte Elaborada pelos autores.

Foi possível observar que a maioria das organizações possui um acionista controlador, fato demonstrado pela participação dessas empresas no total da amostra de cada biênio: 94% em 2004, 82,69% em 2006, 83,33% em 2008, 78,63% em 2010 e 70,54% em 2012. Nessas empresas, o maior acionista tem em média 48,50% do capital votante, e os três maiores acionistas, 71,74%. Considerando as empresas sem acionista controlador, observam-se percentuais muito menores, isto é, o maior acionista detém cerca de 13,25% do capital votante, e os três maiores, 31,35%. Percebe-se, dessa forma, que, quando o maior acionista não é controlador, ele também não detém uma parcela significativa do capital votante.

Quando se analisa o excesso do direito de voto em relação ao direito de propriedade, dado pela razão entre o capital votante e o capital total, para as empresas com acionista controlador, percebe-se que esse índice situa-se em torno de 1,20 (1,21 para o maior acionista e 1,19 para os três maiores acionistas). Isso significa dizer que, nesses casos, uma ação representa pouco mais de um voto. Entretanto, quando se toma essa mesma relação para empresas sem controlador, o índice fica próximo a 1,03 (0,992 para o maior acionista e 1,07 para os três maiores), o que implica o atendimento da regra “uma ação-um voto”, destacada por Silveira et al. (2004).

Analisada a trajetória da concentração acionária no Brasil nesse período, cumpre avaliar de que forma o controle acionário das companhias se comportou ao longo do período do estudo. Para tanto, adotando apenas as empresas definidas anteriormente como tendo um acionista controlador, procedeu-se à categorização dos acionistas controladores (até a condição dos três maiores), como se segue: privado estrangeiro, estatal, privado nacional, privado familiar, investidores institucionais e investidores financeiros. As empresas sem acionista controlador foram classificadas na sétima categoria, ou seja, não controladas.

TABELA 2
CARACTERÍSTICAS DA ESTRUTURA DE PROPRIEDADE E CONTROLE DAS EMPRESAS BRASILEIRAS

	PE	ESTATAL	PN	PF	II	IF	NC	AMOSTRA EMPRESAS
2004	14,00%	10,00%	52,00%	12,00%	6,00%	-	6,00%	50
2006	12,50%	5,77%	49,04%	8,65%	6,73%	-	17,31%	104
2008	12,28%	5,26%	45,61%	8,77%	11,40%	-	16,67%	114
2010	12,21%	4,58%	41,98%	7,63%	11,45%	0,76%	21,37%	131
2012	8,53%	4,65%	34,11%	9,30%	13,18%	0,78%	29,46%	129
MÉDIA PONDERADA	11,55%	5,49%	43,18%	8,90%	10,42%	0,38%	20,08%

• Fonte Elaborada pelos autores.

Os dados demonstram que cerca de 20% da amostra, ao longo dos anos, é formada por empresas sem acionista controlador. O segmento privado nacional detém quase metade do controle das empresas, isto é, 43,18%. Em seguida, destacam-se as empresas estrangeiras e os investidores institucionais com, respetivamente, 11,55% e 10,42%. As empresas familiares, por sua vez, possuem representação média de 8,90% no controle; as estatais, 5,49%; e, por fim, as instituições financeiras, as quais apresentaram resultados somente nos anos de 2010 e 2012, média inferior a 1%.

Traçado o panorama da estrutura de propriedade e controle no Brasil para o período em questão, segue a análise econométrica dos impactos da concentração acionária sobre o valor de mercado, o desempenho corporativo e o risco de mercado das companhias da amostra. Neste estudo, todas as especificações inicialmente propostas foram estimadas pelo método de MQO para efeitos de comparação dos estimadores obtidos com aqueles encontrados a partir da estimação pelo método de EA e EF, a partir do teste LM, de Breusch-Pagan.

Estimando por MQO, mesmo após adotar procedimentos de erros robustos para heterocedasticidade e autocorrelação, foram encontradas evidências empíricas para rejeitar a hipótese nula do teste (Prob ML > Chi2 = 0,0000 em todos os casos), o que sugere que a estimação utilizando dados em painel é mais adequada, isto é, há heterogeneidade nas unidades cross-section. Por esse motivo, os resultados de todas as especificações obtidas por MQO foram omitidos.

Depois de realizado o teste que concluiu pela preferência do modelo em painel, procedeu-se ao teste de Hausman (1978) para verificar qual estimação entre EA e EF forneceria os melhores estimadores. Os critérios de decisão de cada especificação serão explorados a seguir conforme os grupos de variáveis dependentes. Ademais, apesar de os modelos iniciais terem considerado para as variáveis de estrutura de propriedade os dados do maior acionista, as estimativas mais consistentes foram encontradas para variáveis construídas a partir de dados dos três maiores acionistas, de modo que estas foram empregadas nos modelos finais.

Na Tabela 3, encontram-se os resultados dos modelos estimados para averiguar se a concentração acionária afeta o valor de mercado corporativo, representado pelo Q de Tobin. Também foi testado o índice market-to-bookcomo representativo do valor de mercado, porém a ausência de significância estatística das variáveis de concentração acionária não permitiu conclusões. Fixado neste estudo o nível de significância de 5%, o resultado do teste de Hausman (1978) forneceu evidências para que fosse rejeitada a hipótese nula de que o estimador por EA é mais adequado aos dados e, portanto, indicou a estimação pelo método de efeitos fixos (Prob > Chi2 = 0,05), para o Q de Tobin e (Prob > Chi2 = 0,002), para o market-to-book.

TABELA 3
RELAÇÃO ENTRE VALOR DE MERCADO E ESTRUTURA DE PROPRIEDADE E CONTROLE

VARIÁVEL	COEFICIENTE	COEFICIENTE
	t/p-valor	t/p-valor
	Q de Tobin	MTB
AO3MA	-2,297425***	-0,73503854
	-2,77/0,006	-1,59/0,115
AT3MA	1,314888	0,667709
	1,33/0,186	1,11/0,268
LnATIVO	-0,765948**	-0,177830
	-2,29/0,024	-1,32/0,188
LIQ	0,46171382	0,484901*
	1,35/0,180	1,77/0,079
CVENDAS	0,073786	0, 322395
	1,38/0,170	1,41/0,162
ROA	0,786028
	0,98/0,328
D_2	-1,107841***	-0,635893***
	-4,21/0,000	-5,58/0,0000
D_3	-0,313079	-0,027732
	-0,96/0,337	-0,18/0,86
Cons.	14,260152***	3,863310*
	2,81/0,006	1,97/0,05

• Nota: Os asteriscos indicam o nível de significância dos coeficientes:
• ^*
  10%;
• ^**
  5%;
• ^***
  1%
• Fonte Elaborada pelos autores.

O teste de heterocedasticidade de Baum e de autocorrelação de Wooldridge indicaram a presença desses dois problemas, o que suscitou a estimação dos modelos finais com correção para erros padrão robustos.

Os resultados demonstrados na Tabela 3evidenciam que a concentração do direito de voto para os três maiores acionistas (AO3MA) apresenta uma relação estatisticamente significativa (inclusive no nível de 1%) com o Q de Tobin e no sentido esperado pela literatura, ou seja, quanto maior a concentração do direito de voto, menor é o valor da firma. Nesse sentido, a variável utilizada conseguiu captar o efeito entrincheiramento e seu impacto sobre o valor de mercado, corroborando o estudo de Claessens et al. (2002).

No caso da variável que retrata o direito de propriedade dos três maiores acionistas (AT3MA), o sinal encontrado corrobora o esperado à luz da teoria do efeito incentivo, isto é, quanto maior o direito de propriedade sobre o fluxo de caixa, maior o valor da empresa, embora não haja significância estatística nessa variável.

Um resultado a se destacar é da variável dummy para o ano de 2008 (D_2), para a qual se encontram significância estatística no nível de 1% e um sinal negativo, indicando uma potencial quebra estrutural dos dados nesse que foi o ano emblemático para a crise financeira internacional e seus efeitos deletérios sobre o valor das companhias brasileiras, confirmando o que se esperava.

Apesar de o modelo que empregou a variável MTB não ter apresentado significância nas variáveis de direito de controle e propriedade e nem mesmo nas variáveis de controle contínuas, a variável dummypara o ano de 2008 (D_2) se mostrou significativa no nível de 1% e com sinal negativo, confirmando o resultado obtido na especificação que empregou o Q de Tobin como variável dependente.

Para examinar a potencial relação entre concentração acionária e desempenho corporativo, foram utilizadas inicialmente três especificações conforme as variáveis dependentes empregadas: ROA (utilizado isoladamente), EB (Ebitda utilizado isoladamente) e Ebat (razão entre Ebitda e ativo total). Por conta dos resultados muito semelhantes encontrados quando as variáveis dependentes foram Ebitda e razão Ebitda pelo ativo total, optou-se por utilizar apenas a especificação que contivesse Ebitda em função de sua recorrência na literatura. Desse modo, foram adotadas como modelos finais as especificações ROA e EB.

O teste de Hausman (1978) para o modelo que utilizou o ROA como variável dependente indicou a estimação por EA (Prob > Chi2 = 0,2590), enquanto o critério de decisão para o modelo EB1 apontou para EF (Prob > Chi2 = 0,0000). Novamente, os modelos foram estimados com erros padrão robustos para corrigir heterocedasticidade e autocorrelação, detectados nos testes referidos anteriormente. A Tabela 4 sumariza os resultados encontrados para essas especificações.

TABELA 4
RELAÇÃO ENTRE DESEMPENHO CORPORATIVO E ESTRUTURA DE PROPRIEDADE E CONTROLE

VARIÁVEL	COEFICIENTE	COEFICIENTE
	z1/p-valor	t/p-valor
	ROA	Ebitda
AO3MA	-0,089628	1699564,5
	-0,85/0,394	1,17/0,246
AT3MA	0,026420	-747517,03
	0,44/0,657	-0,44/0,658
LnATIVO	0,022041	486573,83
	1,14/0,252	1,58/0,117
LIQ	-0,206489	2455647,1**
	-0,66/0,510	1,98/0,05
CVENDAS	-0,005322	-16743,04
	-0,75/0,453	-0,38/0,703
D_2	-0,045734	444570,16
	-1,20/0,232	1,48/0,141
D_3	-0,025236	-215752,32
	-0,98/0,329	-0,54/0,589
Cons.	-0,221387	-6234537,3
	-0,92/0,357	-1,38/0,169

• Nota:
• ¹
  Pela estimação ser em EA, trata-se de uma distribuição z.
• Os asteriscos indicam o nível de significância dos coeficientes:
• * 10%;
• ^**
  5%;
• *** 1%.
• Fonte: Elaborada pelos autores.

Os modelos estimados para verificar a relação entre concentração de propriedade (AT3MA) e controle (AO3MA) não apresentaram significância estatística quando se utilizaram as variáveis de desempenho ROA e Ebitda, assim como encontrado por Okimura et al. (2004) que utilizaram o Lajirda (acrônimo em português do Ebitda) e Loat (lucro operacional sobre o ativo total).

No modelo com o ROA, observa-se uma relação positiva com o direito de propriedade e negativa com o direito de controle. Já no caso da variável Ebitda, encontra-se uma relação linear negativa com a variável de concentração de propriedade (AT3MA) e positiva com a que mede a concentração de voto (AO3MA), resultado oposto ao encontrado por Okimura et al. (2004) na estimação por EF. Ademais, apenas a variável liquidez apresentou significância estatística dentre as consideradas para controle do modelo, indicando que maior liquidez eleva o desempenho das empresas nessa amostra.

Finalmente, para verificar o potencial impacto da concentração acionária sobre o risco de mercado das empresas brasileiras, foi estimado um modelo com as variáveis de estrutura de propriedade e controle contra a volatilidade dos retornos das empresas da amostra. A Tabela 5 traz os resultados da estimação por EF conforme critério de decisão do teste de Hausman (1978) aplicado (Prob > Chi2 = 0,0281). Cumpre reiterar que os parâmetros estimados sofreram correção para heterocedasticidade e autocorrelação após os testes indicarem tais problemas.

TABELA 5
RELAÇÃO ENTRE RISCO E ESTRUTURA DE PROPRIEDADE E CONTROLE

VARIÁVEL	COEFICIENTE
	t/p-valor
	Volat
AO3MA	-0,044705
	-1,18/0,239
AT3MA	0,047280
	0,74/0,461
LnATIVO	0,003825
	0,24/0,810
LIQ	-0,015700
	-0,75/0,457
CVENDAS	-0,000769
	-0,19/0,848
D_2	0,062727***
	4,69/0,0000
D_3	-0,294709*
	-1,98/0,05
Cons.	0,075523
	0,30/0,763

• Nota: Os asteriscos indicam o nível de significância dos coeficientes:
• ^*
  10%;
• ** 5%;
• ^***
  1%.
• Fonte: Elaborada pelos autores.

As variáveis de concentração do direito de voto e de controle não apresentaram significância estatística a nenhum dos níveis usuais, o que significa afirmar que, para essa amostra, não existe evidência empírica de que a concentração acionária afeta o risco de mercado das empresas brasileiras. Ademais, nenhuma das variáveis de controle contínuas apresentou significância estatística.

Um resultado que merece destaque é a significância estatística e os sinais encontrados para as dummies fixadas para o ano de 2008 (D_2), definido neste estudo como de crise, e para o período de 2008 a 2012 (D_3), definido como pós-crise. O sinal positivo obtido para D_2 significa dizer que, nesse período, a volatilidade dos retornos das empresas com concentração de propriedade e controle foi ligeiramente maior em função de um choque adverso a que foram submetidas suas ações.

Esse resultado alinha-se ao de Johnson et al. (2000) e Srour (2005), para os quais empresas com menor proteção aos minoritários (no caso, representada pela concentração acionária) apresentariam maior volatilidade dos retornos quanto da ocorrência de choques no mercado de capitais. O sinal obtido para D_3 (a significância estatística se deu no nível de 10%) indica que, passado o período mais crítico da crise financeira de 2008, a concentração acionária parece ter contribuído para reduzir a volatilidade dos retornos.

A baixa magnitude absoluta dos coeficientes de concentração de propriedade (AT3MA) e controle (AO3MA) e a ausência de significância estatística podem corroborar o resultado encontrado por Peixoto (2012), para quem, dentre os mecanismos de governança corporativa existentes, a estrutura de propriedade parece ser a menos determinante sobre o risco das ações quando da atenuação de um choque de retorno.

5 Conclusão

Este trabalho teve como objetivo verificar em que medida a concentração do direito sobre o fluxo de caixa e do direito de controle exerce impacto sobre o valor de mercado, o desempenho corporativo e o risco de mercado das empresas brasileiras no período de 2004 a 2012. Adicionalmente, traçou-se um panorama da estrutura de propriedade e controle das companhias brasileiras, destacando de que forma a identidade dos controladores e suas respectivas participações no capital votante e total das empresas brasileiras se comportaram de 2004 a 2012.

Particularmente, no que diz respeito ao fator risco, sua inserção se justificou para conferir a este estudo um diferencial diante dos diversos trabalhos realizados nessa temática para o Brasil. Ademais, procurou-se testar a eficácia de um mecanismo de governança corporativa sobre um dos efeitos potenciais de um choque de retorno tal qual o ocorrido na crise internacional, qual seja, a volatilidade dos retornos das ações de empresas brasileiras.

Do ponto de vista do quadro da estrutura de propriedade que emerge dos dados, pode-se concluir que, no Brasil, prevalece a situação de empresas com controle exercido por um acionista ou um pequeno conjunto deles. O direito de controle, ou seja, o capital votante detido pelo maior acionista, fica em torno de 48,5%. Quando se analisam os três maiores acionistas, a posse das ações com direito a voto chega a cerca 71,74%. Cumpre destacar que, em 2012, 70,54% da amostra enquadrava-se nessa lógica de concentração acionária. Nesse sentido, uma parcela menor da amostra não apresenta um controlador ou bloco de controle, o que fica representado nos percentuais menores de ações ordinárias detidas pelo maior e pelos três maiores acionistas (aproximadamente 13,25% e 31,35%, respectivamente).

No que tange à identidade dos controladores, observou-se uma dominância do segmento privado nacional (43,18% do controle das empresas da amostra), seguido por empresas estrangeiras (11,55%) e investidores institucionais (10,42%). Um pouco menos representativo nessa amostra foi o controle exercido por famílias (quase 8,9%), empresas estatais (5,49%) e instituições financeiras (média inferior a 1%).

Diante da constatação do cenário de estrutura de propriedade concentrada, o estudo procurou verificar de que forma essa concentração acionária afeta o valor e desempenho das empresas da amostra à luz do que a literatura aponta, ou seja, se as variáveis de estrutura de propriedade tal como estão captam o efeito incentivo e/ou o efeito entrincheiramento. Ademais, o estudo buscou examinar se a governança corporativa cumpre um de seus objetivos que é reduzir a exposição ao risco das empresas que a adotam, testando variáveis de estrutura de propriedade contra a volatilidade.

No que se refere ao impacto da concentração acionária sobre o valor de mercado corporativo, encontraram-se significância estatística e sinal negativo para a variável que mede o direito de voto dos três maiores acionistas contra a variável Q de Tobin. Portanto, infere-se que os dados de direito de controle foram aderentes ao efeito entrincheiramento e confirmaram o estudo de Claessens et al. (2002): quanto maior for a concentração do direito de voto, menor será o valor da firma.

O modelo para valor de mercado apresentou ainda significância estatística e sinal negativo para a variável dummy que representa o ano de 2008, indicando uma potencial quebra estrutural nos dados em função da crise financeira e que a concentração do direito de controle teve seu efeito deletério sobre o valor da firma potencializado por conta desse choque de retorno.

Os coeficientes estimados para as variáveis de estrutura de propriedade contra as de desempenho corporativo (medido pelo ROA e Ebitda) e risco (medido pela volatilidade dos retornos das ações) não apresentaram significância estatística. No caso das variáveis de desempenho, os resultados alinham-se parcialmente àqueles obtidos por Okimura et al. (2004) (os autores não encontraram significância para o Lajirda, mas obtiveram-na ao empregarem o lucro operacional sobre o ativo total (Loat) como variável dependente).

Particularmente no modelo que trata da relação entre concentração acionária e risco (volatilidade), a significância estatística e os sinais encontrados para as variáveis dummy merecem destaque. A variável binária para o ano de 2008 (qualificado como crise) apresentou sinal positivo, indicando que, na ocorrência desse choque de retorno, a volatilidade das empresas de propriedade e controle concentrados foi ligeiramente maior. Esse resultado confirma a teoria de governança corporativa e crise empregada por Johnson et al. (2000) e Srour (2005), pela qual empresas com menor proteção aos minoritários apresentariam maior volatilidade dos retornos quando da ocorrência de choques no mercado de capitais.

Já a dummydefinida para o período pós-crise (de 2008 a 2012) apresentou sinal negativo, o que denota uma contribuição da concentração acionária na redução da volatilidade dos retornos, nos períodos menos agudos de uma crise. Esse resultado confirma o trabalho de Peixoto (2012), para quem a estrutura de propriedade, dentre os mecanismos de governança corporativa, tende a ser a menos determinante sobre o risco das ações quando da atenuação de um choque de retorno.

Este estudo pretende contribuir com a discussão e formulação de dispositivos que aprimorem o sistema de governança corporativa brasileiro, haja vista que a forte concentração acionária se coloca como elemento potencial de expropriação dos acionistas. Ou seja, evidenciar às empresas os potenciais efeitos perniciosos da concentração do direito de propriedade e controle sobre seus atributos corporativos (valor, desempenho e risco) pode justamente estimulá-las a buscar maior proteção aos acionistas.

Como sugestão para estudos posteriores, propõe-se investigar se a concentração de ações (com e sem direito a voto) em posse de gestores afeta valor e desempenho (testando os potencias benefícios do elemento “proprietário-administrador” tratado por Jensen e Meckling (1976) sobre o valor da firma) e tratar os demais mecanismos de governança corporativa em conjunto com a temática de risco.

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REFERÊNCIAS

• Andrade, M. M. (2001). Como preparar trabalhos para cursos de pós-graduação: noções práticas (4a ed.). São Paulo: Atlas.
• Berle, A. A., & Means, G. C. (1932). The modern corporation and private property New York: MacMillan.
• Caixe, D. F., & Krauter, E. (2013). A influência da estrutura de propriedade e controle sobre o valor de mercado corporativo no Brasil. Revista de Contabilidade e Finanças – USP, 24(62), 142-153.
• Carvalhal-da-Silva, A. L. (2004). Governança corporativa, valor, alavancagem e política de dividendos das empresas brasileiras. Revista de Administração da Universidade de São Paulo, 39(4), 348-361.
• Carvalhal-da-Silva, A. L., & Leal, R. P. C. (2006). Ownership, control, valuation and performance of Brazilian corporations. Corporate Ownership and Control, 4(1), 300-308.
• Chung, K., & Pruitt, S. (1994). A simple approximation of Tobin's Q. Financial Management, 23(3), 70-74.
• Claessens, S., Djankov, S., Fan, J. P. H., & Lang, L. H. P. (2002). Disentangling the incentive and entrenchment effects of large shareholdings. The Journal of Finance. 57(6), 2741-2771.
• Dami, A. B. T., Rogers, P., & Ribeiro, K. C. S. (2007). Estrutura de propriedade no Brasil: evidências empíricas no grau de concentração acionária. Revista Contemporânea de Economia e Gestão, 4(2), 21-30.
• Dami, A. B. T., Rogers, P., Ribeiro, K. C. S., & Sousa, A. F. (2006). Governança corporativa e estrutura de propriedade no Brasil: causas e conseqüências. Anais do Encontro Brasileiro de Finanças, Vitória, ES, Brasil, 6.
• De Paula, G. M. (2003). Governança corporativa no Brasil e México: estrutura patrimonial, práticas e políticas públicas Santiago do Chile: Cepal.
• Demsetz, H., & Lehn, K. (1985). The structure of corporate ownership: causes and consequences. Journal of Political Economy, 93(6), 1155-1177.
• Demsetz, H., & Villalonga, B. (2001). Ownership structure and corporate performance. Journal of Corporate Finance, 7(3), 209-233.
• Garcia, I. A. S., & Martins, O. S. (2014). Estrutura de propriedade e controle e desempenho das empresas de capital aberto não financeiras no Brasil. Anais do Congresso USP Iniciação Científica em Contabilidade, São Paulo, SP, Brasil, 11.
• Gil, A. C. (1991). Como elaborar projetos de pesquisas São Paulo: Atlas.
• Greene, W. H. (2002). Econometric analysis New Jersey: Pearson Education, Prentice Hall.
• Hausman, J. A. (1978). Specification tests in econometrics. Econometrica: Journal of the Econometric Society, 46(6), 1251-1271. Recuperado em 12 dezembro, 2013, de http://www.jstor.org/stable/1913827.
  » http://www.jstor.org/stable/1913827
• Hoffmann, R., Bortoluzzo, A. B., & Machado, S. J. (2013, janeiro/março). Impacto da estrutura de propriedade e do nível de governança corporativa no ajuste parcial de preços em um IPO. Revista de Economia e Administração, 12(1), 56-74.
• Jensen, M. C., & Meckling, W. (1976). Theory of the firm: managerial behavior, agency costs and capital structure. Journal of Financial Economics, 3(4), 305-360.
• Johnson, S. H., Boone, P. D., Breach, A., & Friedman, E. (2000). Corporate governance in the Asian financial crisis. Journal of Financial Economics, 58(1-2).
• Kennedy, P. (2009). Manual de econometria Rio de Janeiro: Campus Elsevier.
• Klann, R. C., Beuren, I. M., & Hein, N. (2009). Impacto das diferenças entre as normas contábeis brasileiras e americanas nos indicadores de desempenho de empresas brasileiras com ADRs. BBR – Brazilian Business Review, 6(2), 154-173.
• La Porta, R., Lopez-de-Silanes, F., Shleifer, A., & Vishiny, R. W. (2000). Investor protection and corporate governance. Jounal of Financial Economics. 58(1-2), 3-27.
• La Porta, R., Shleifer, A., Lopez-de-Silanes, F., & Vishny, R. (2002). Investor protection and corporate valuation. Journal of Finance, 57(3), 1147-1170.
• Lameira, V. J. (2012). As relações entre governança e risco nas companhias abertas brasileiras. Revista Brasileira de Gestão de Negócios, 14(42), 7-25.
• Leal, R. P. C., Carvalhal-da-Silva, A. L., & Valadares, S. M. (2002, janeiro/abril). Estrutura de controle das companhias brasileiras de capital aberto. Revista de Administração Contemporânea, 6(1), 7-18.
• Lei n. 10.303, de 31 de outubro de 2001 (2001). Altera e acrescenta dispositivos na Lei n. 6.404, de 15 de dezembro de 1976, que dispõe sobre as Sociedades por Ações, e na Lei n. 6.385, de 7 de dezembro de 1976, que dispõe sobre o mercado de valores mobiliários e cria a Comissão de Valores Mobiliários. Brasília, DF. Recuperado em 6 novembro, 2013, de http://www.planalto.gov.br/ ccivil_03/leis/LEIS_2001/L10303.htm.
  » http://www.planalto.gov.br/ ccivil_03/leis/LEIS_2001/L10303.htm
• Martins, G. A., & Theóphilo, C. R. (2009). Metodologia da investigação científica para ciências sociais aplicadas (2a ed.). São Paulo: Atlas.
• Morck, R., Shleifer, A., & Vishny, R. (1988). Management ownership and market valuation: an empirical analysis. Journal of Financial Economics, 20(1), 293-315.
• Moura, A. A. F., & Coelho, A. C. D. (2014). Impacto de mudanças em padrões contábeis em indicadores de endividamento de firmas: evidências no Brasil. Anais do Encontro Nacional da Associação Nacional dos Programas de Pós-Graduação em Administração, Rio de Janeiro, RJ, Brasil, 38.
• Okimura, R. T., Silveira, A. M., & Rocha, K. C. (2004). Estrutura de propriedade e desempenho corporativo no Brasil. Anais do Encontro Nacional da Associação Nacional dos Programas de Pós-Graduação em Administração, Curitiba, PR, Brasil, 28.
• Peixoto, F. M. (2012). Governança corporativa, desempenho, valor e risco: estudo das mudanças em momentos de crise. Tese de doutorado, Universidade Federal de Minas Gerais, Belo Horizonte, MG, Brasil.
• Pinto, M. B., & Leal, R. P. C. (2013). Ownership concentration, top management and board compensation. Revista de Administração Contemporânea, 17(3), 304-324.
• Rogers, P., Dami, A. B. T., Ribeiro, K. C. S., & Sousa, A. F. (2008). Corporate governance and ownership structure in Brazil: causes and consequences. Journal of Corporate Ownership & Control, 5(2).
• Saito, R., & Silveira, A. D. (2008). Governança corporativa: custos de agência e estrutura de propriedade. Clássicos – Revista de Administração de Empresas, 48(2), 79-86.
• Santos, A. R. (2002). Metodologia científica: a construção do conhecimento (4a ed.). Rio de Janeiro: DP&AB.
• Shleifer, A., & Vishny, R. W. (1997). A survey of corporate governance. The Journal of Finance, 52(2), 737-783.
• Silveira, A. D., Barros, L. A. B. C., & Famá, R. (2008). Atributos corporativos e concentração acionária no Brasil. Revista de Administração de Empresas, 48(2), 51-66.
• Silveira, A. D. M., Lanzana, A. P., Barros, L. A. B. C., & Famá, R. (2004). Efeito dos acionistas controladores no valor das companhias abertas brasileiras. Revista de Administração da Universidade de São Paulo, 39(4), 362-372.
• Silveira, A. M. (2002). Governança corporativa, desempenho e valor da empresa Dissertação de mestrado, Universidade de São Paulo, São Paulo, SP, Brasil.
• Siqueira, T. V. (1998). Concentração da propriedade nas empresas brasileiras de capital aberto. Revista do BNDES, 5(10), 37-62.
• Srour, G. (2005). Práticas diferenciadas de governança corporativa: um estudo sobre a conduta e a performance das firmas brasileiras. Revista Brasileira de Economia. 59(4), 635-674.
• Stock, J. H., & Watson, M. W. (2004). Econometria São Paulo: Pearson Addison Wesley.
• Wooldridge, J. M. (2002). Econometric analysis of cross-section and panel data London: MIT Press.

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  Jul-Aug 2015

Histórico

• Recebido
  20 Dez 2013
• Aceito
  30 Mar 2015