Transformações na Estrutura de Propriedade em Cooperativas de Crédito: Taxas de Serviços Bancários e Expectativas de Membros e Diretores

RESUMO

Adesões à livre admissão de membros e incorporações são transformações na estrutura de propriedade comuns no cooperativismo de crédito brasileiro. Sob a lógica de que são motivadas pelas expectativas de membros e diretores, este trabalho associou essas transformações às taxas de serviços bancários operacionalizadas pelas cooperativas. Modelos logit ordenado e multinomial foram utilizados para investigar se spreads bancários anormais positivos, refletindo taxas pouco vantajosas aos membros e benefícios privados obtidos pelos diretores, aumentam a probabilidade de transformação e de adesão à livre admissão. Os resultados apontam que as expectativas de membros e diretores foram tão determinantes à transformação quanto o porte e o desempenho da cooperativa. As evidências reforçam que, sob expectativas de ganhos, membros e diretores têm controle ativo na decisão de transformação da estrutura de propriedade nas cooperativas de crédito, sugerindo melhoria na governança corporativa e incentivo às incorporações para que o cooperativismo cresça beneficiando os membros.

PALAVRAS-CHAVE:
Cooperativas de Crédito; Estrutura de Propriedade; Livre Admissão; Incorporações

ABSTRACT

Open membership and mergers are common transformations in the ownership structure in Brazilian credit unions. Following the logic that they are motivated by the expectations of members and directors, this study associates these transformations with the banking services rates offered by credit unions. We employ ordered and multinomial logit models to investigate whether abnormal positive bank spreads-reflecting rates that could offer few advantages to members and large private benefits to directors-increase the probability of transformation. Our results indicate that the expectations of members and directors explain credit unions’ transformation, as seen in size and performance. The evidence reinforces that, under expectations of gains, members and directors play an active role in the decision to transform the ownership structure of credit unions, suggesting improvements in the corporate governance and incentives for mergers so that credit unions can grow to benefit members.

KEYWORDS:
Credit Unions; Ownership Structure; Open Membership; Mergers

1. INTRODUÇÃO

Cooperativas de crédito transformam a estrutura de propriedade mesmo que suas quotas não sejam negociáveis (McKillop et al., 2020). No Brasil, essas transformações se tornaram comuns após a regulação permitir a chamada livre admissão de membros, na qual requisitos ocupacionais para associação podem ser removidos dos estatutos. Somente nos 15 primeiros anos após a permissão à livre admissão, entre 2003 e 2018, 809 cooperativas aderiram a ela, dispersando a propriedade, ou foram incorporadas, transferindo a estrutura de propriedade para outra cooperativa. Como consequência, cooperativas entraram em novos mercados e serviços, alavancando a escala do setor (Banco Central do Brasil, 2019). Compreender os motivos para essa decisão de transformação, portanto, é primordial para definir políticas que ajudem o cooperativismo a lidar com a crescente complexidade operacional.

Sendo assim, foi objetivo deste trabalho associar as decisões de adesão à livre admissão de membros ou de ser incorporada às taxas de serviços bancários operacionalizadas pelas cooperativas de crédito brasileiras. Neste trabalho, as taxas refletem expectativas de membros e diretores quanto aos benefícios que conseguiriam com a transformação. Os membros foram motivados pela oportunidade de acessar melhores taxas de serviços bancários, mesmo motivo que anteriormente os fez se associarem à cooperativa (Hart & Moore, 1998, 1996). Já a livre admissão permite aos diretores aumentar seus benefícios privados na forma de segurança no cargo, status e maior remuneração, que, por sua vez, são perdidos se a cooperativa for incorporada (Nan et al., 2019; D’Souza & Nash, 2017; Gorton & Schmid, 1999).

Dessa forma, este trabalho assume que membros e diretores exerceram controle sobre a decisão de transformação da estrutura de propriedade, distinguindo-se de estudos anteriores que os consideraram passivos. Para esses estudos, que evidenciam transformações (no caso, incorporações) ocorrendo em cooperativas pequenas com mau desempenho (Goddard et al., 2014; Worthington, 2004; Thompson, 1997), membros e diretores de cooperativas que não sobreviveriam em seus mercados teriam se restringido a acatar decisões tomadas por outras cooperativas maiores ou mesmo por órgãos reguladores. Esses estudos não consideraram que membros e diretores podem ter tomado decisões sobre a estrutura de propriedade visando a seus próprios ganhos, como já se sabe que ocorre nas empresas voltadas ao lucro (Reiff & Tykvová, 2021; Ewens & Farre-Mensa, 2020; Fidrmuc & Xia, 2019).

Para tal, modelos logit ordenado e multinomial foram utilizados para investigar se valores positivos do spread bancário anormal, medida para taxas pouco vantajosas aos membros, aumentam a probabilidade de transformação e se maiores spreads anormais são associados à adesão à livre admissão de membros, refletindo a propensão dos diretores por benefícios privados. Os resultados dão suporte às propostas, indicando que taxas pouco vantajosas motivam transformações na estrutura de propriedade das cooperativas de crédito e as adesões à livre admissão ocorrem sob taxas menos vantajosas do que as incorporações.

Esses resultados são importantes, pois indicam que as transformações na estrutura de propriedade nas cooperativas de crédito não ocorrem ao acaso e não são oriundas apenas de fatores externos à cooperativa, sendo determinadas e refletindo as expectativas de membros e diretores. Destaca-se que são resultados distintos a pesquisas como as de Bauer, Miles e Nishikawa (2009) por tratarem da decisão, e não de impactos, da transformação. Os resultados também têm implicações para órgãos reguladores já que sugerem a necessidade de medidas as quais contenham a busca por benefícios privados dos diretores que aderiram à livre admissão de membros e políticas de incentivo às incorporações. Ambas são implicações importantes para que o setor cooperativista de crédito cresça sem deixar de gerar benefícios aos membros.

2. TRANSFORMAÇÕES NA ESTRUTURA DE PROPRIEDADE DAS COOPERATIVAS DE CRÉDITO BRASILEIRAS

Cooperativas de crédito são instituições financeiras reguladas pela lei cooperativa e pelo Banco Central do Brasil que intermedeiam depósitos e empréstimos entre seus membros (Pinheiro, 2008; Lei nº 5764, 1971). Membros fundam as cooperativas e se associam a elas para acessar taxas de serviços bancários melhores do que as encontradas em bancos comerciais. Sendo proprietários da cooperativa, membros têm direito a um voto em assembleia sobre questões organizacionais importantes, como a eleição de diretores, incorporações e alterações estatutárias (Rubin et al., 2013). Votar é a forma de exercer a autoridade formal de seus direitos residuais de controle como proprietários. Por sua vez, cabe aos diretores o controle sobre as atividades cotidianas da cooperativa, como a produção de serviços bancários (Hart & Moore, 1990; Grossman & Hart, 1986; Rasmusen, 1988).

Qualquer indivíduo pode se associar a uma cooperativa desde que cumpra os requisitos socioeconômicos e adquira o valor mínimo em quotas estipulado em seu estatuto. Os requisitos para associação objetivam conter a dispersão da propriedade, já que esta cresce com a entrada de membros (Rubin et al., 2013; Leggett & Strand, 2002). Historicamente, o Banco Central exigiu que as cooperativas estabelecessem vínculos ocupacional e geográfico entre seus membros, mas em 2003 permitiu que cooperativas aderissem à chamada livre admissão de membros removendo o vínculo ocupacional (Pinheiro, 2008; Resolução nº 3106, 2003).

Mudanças regulatórias, como a livre admissão de membros, geram oportunidades e precedem transformações no cooperativismo de crédito. Ondas de incorporações e intercooperações ocorreram nos Estados Unidos, Austrália, Nova Zelândia, Espanha e Reino Unido após cooperativas serem permitidas a entrar em novos mercados e serviços (McAlevey et al., 2010; Worthington, 2004; Goddard et al., 2002; Thompson, 1997; Grifell-Tatjé & Lovell, 1996; Ingham & Thompson, 1995). No Brasil, 132 cooperativas aderiram à livre admissão entre 2003 e 2007, primeiros anos após ser permitida, com 46 incorporadas e 100 liquidações no período. Entre 2008 e 2018, 267 aderiram à livre admissão, e 364 foram incorporadas, com liquidações reduzidas a 56 casos. Como comparação, nos 15 anos anteriores à livre admissão, apenas 37 foram incorporadas, e 330 foram liquidadas.¹ Houve uma mudança de perspectiva sobre o futuro da cooperativa, que antes se restringia a manter as mesmas operações até ser liquidada.

A adesão à livre admissão de membros ou a incorporação por outra cooperativa transformam a estrutura de propriedade de uma cooperativa de crédito. Neste trabalho, transformações na estrutura de propriedade são aquelas em que os membros da cooperativa continuam proprietários embora sob termos diferentes. Por exemplo, fusões, cisões e ofertas públicas iniciais transformam a estrutura de propriedade de empresas listadas, pois mesclam, concentram ou diluem a propriedade dos investidores. Membros não deixam de ser proprietários como ocorreria nas liquidações e não há mudança no tipo de propriedade cooperativa como nas demutualizações. Mesmo que a incorporação encerre sua cooperativa original, os membros se tornam proprietários na incorporadora (Josephy et al., 2017). Adesões à livre admissão de membros, que altera o estatuto, incorporações e cisões dependem da aprovação dos membros (Pinheiro, 2008; Resolução nº 3106, 2003; Lei nº 5764, 1971).

Cada transformação na estrutura de propriedade tem seu próprio efeito sobre as cooperativas. A livre admissão de membros torna qualquer residente na região da cooperativa de crédito um possível novo membro, dispersando a propriedade e aumentando a escala sem causar diretamente outras mudanças. Incorporações transferem ativos, passivos e patrimônio líquido da incorporada à incorporadora. A estrutura de propriedade também é transferida, com os membros da incorporada se unindo aos da incorporadora. Mesmo que os diretores da incorporada recebam funções dentro da incorporadora, isso ocorre em cargos menores. Os diretores da incorporadora recebem o controle sobre as atividades da incorporada. Cisões dividem uma cooperativa em cooperativas menores. Os membros e os diretores são distribuídos nas cooperativas, concentrando a dispersão da propriedade (Tirole, 2006; Manne, 1965).

3. TAXAS DE SERVIÇOS BANCÁRIOS E TRANSFORMAÇÕES NA ESTRUTURA DE PROPRIEDADE DE COOPERATIVAS DE CRÉDITO

Mudanças regulatórias precedem, mas não determinam quais cooperativas de crédito irão transformar sua estrutura de propriedade. Contudo, existe pouca investigação sobre os motivos para essa decisão. As pesquisas existentes assumem uma lógica de empresas listadas voltadas ao lucro, na qual cooperativas pequenas e com mau desempenho financeiro não conseguem sobreviver em seus mercados e são incorporadas ou liquidadas (Carvalho et al., 2015; Bressan et al., 2011; Goddard et al., 2009, 2014; Worthington, 2004; Thompson, 1997). Mesmo importantes, esses fatores por si sós não parecem motivar transformações porque cooperativas com essas características sempre existiram, mas as incorporações só se tornaram frequentes depois de mudanças regulatórias. A única particularidade das cooperativas de crédito investigada foi a exigência do mesmo requisito para se tornar membro das cooperativas envolvidas em incorporações (Worthington, 2004).

Sendo assim, este trabalho associa as transformações na estrutura de propriedade de cooperativas de crédito às expectativas de quem detém o controle. A lógica se pauta nas mudanças regulatórias criando novas perspectivas a membros e diretores e nas propostas de Bebchuk (1999) e Zingales (1995) para empresas voltadas ao lucro, as quais sugerem expectativas de ganhos determinando decisões de investidores sobre a propriedade das empresas que fundaram. São ponderadas expectativas de retorno na venda de ações e benefícios privados ao manter o controle majoritário. O pacote que maximiza seus benefícios determina como negociam a propriedade e o quanto de controle é retido. Reiff e Tykvová (2021), Ewens e Farre-Mensa (2020), Fidrmuc e Xia (2019) e Masulis e Simsir (2018) trazem evidências dessa lógica de expectativas de ganhos para os fundadores nas ofertas públicas e nas incorporações.

Para cooperativas de crédito, é preciso entender quais expectativas podem ter membros, que são proprietários, e diretores, que assumem as funções executivas. Sugestões vêm de pesquisas sobre consequências das incorporações. Foram identificados ganhos aos membros das incorporadas, que acessam melhores taxas de serviços bancários, mas pouco ou nenhum ganho operacional às incorporadoras embora tenham aumentado a escala e se tornado mais robustas financeiramente (Wilcox & Dopico, 2011; Bauer et al., 2009; Wilcox, 2005; Ralston et al., 2001; Fried et al., 1999; Garden & Ralston, 1999).

A sugestão de taxas de serviços bancários mais vantajosas aos membros se relaciona ao motivo pelo qual fundam e se associam a cooperativas de crédito. Membros buscam taxas que lhes sejam vantajosas, sendo proprietários com direitos residuais de controle sobre a cooperativa (Rubin et al., 2013; Hart & Moore, 1990; Grossman & Hart, 1986). Como cada membro tem apenas um voto, decisões em assembleia refletem as expectativas individuais da maioria dos associados (Hart & Moore, 1996), e como seus benefícios decorrem das transações junto à cooperativa, é natural que tomem decisões visando transacionar com a cooperativa. Assim, decisões tomadas pelos membros, em assembleia, refletem expectativas quanto às taxas operacionalizadas pela cooperativa (Hart & Moore, 1998). A legislação assegura a decisão sobre transformações na estrutura de propriedade aos membros através de votação em assembleia (Resolução nº 3106, 2003; Lei nº 5764, 1971). Portanto, é possível apontar que a expectativa de acesso a melhores taxas de serviços bancários determinou a transformação da estrutura de propriedade. Caso contrário, membros não teriam incentivos para aprová-la.

Contudo, membros têm comportamento free-rider devido ao investimento pequeno realizado para associação, e é improvável que tenham proposto transformações na estrutura de propriedade. Eles se limitam a aprovar ou rejeitar propostas de diretores (Gorton & Schmid, 1999; Rasmusen, 1988) os quais, por sua vez, têm expectativas distintas quanto à livre admissão de membros ou incorporação por outra cooperativa. Aqui, embora órgãos reguladores possam ter influência na proposta, assume-se que sejam indiferentes entre as transformações visto que ambas geram cooperativas resultantes maiores e robustas financeiramente (Bauer et al., 2009).

Existem incentivos para diretores de cooperativas de crédito buscarem a adesão à

livre admissão de membros. O aumento da escala é associado a maiores remunerações e margem para shirking pela segurança no cargo, já que cooperativas maiores são mais protegidas por órgãos reguladores, e status adquirido para fins eleitorais (Nan et al., 2019; D’Souza & Nash, 2017; Jensen, 1986). O comportamento freerider dos membros também cresce com a dispersão da propriedade, dando maior margem para oportunismos gerenciais (Gorton & Schmid, 1999; Bebchuk, 1999). Por outro lado, diretores de incorporadas perdem seus cargos ou, mesmo se realocados para algum cargo na incorporadora, seus status (Tirole, 2006; Manne, 1965). Portanto, quanto maior o consumo de benefícios privados pelos diretores, maior a propensão a propor a adesão à livre admissão e maior a resistência a ter a cooperativa incorporada.

Ao buscarem benefícios privados, diretores diminuem os benefícios gerados aos proprietários (Bebchuk, 1999; Jensen & Meckling, 1976). Assim, as taxas de serviços bancários se tornam menos vantajosas aos membros, que têm maiores expectativas de melhorias através da transformação na estrutura de propriedade. Contudo, taxas pouco vantajosas também podem refletir pouca habilidade gerencial, sendo mais relacionadas ao mau desempenho financeiro do que aos benefícios privados dos diretores (Carvalho et al., 2015). Esse pode ser o caso das incorporadas, cujo desempenho financeiro ruim sempre é ressaltado (Worthington, 2004; Thompson, 1997). É possível que os diretores tenham sido menos resistentes a uma incorporação influenciada por órgãos reguladores já que seus benefícios privados eram menores comparados aos diretores que aderiram à livre admissão de membros. Portanto, é possível apontar que adesões à livre admissão estejam associadas a taxas de serviços bancários menos vantajosas comparadas com as taxas das incorporadas devido a maior propensão dos diretores a buscarem benefícios privados. Consequentemente, quanto menos vantajosas as taxas, maior a probabilidade de a adesão à livre admissão ter sido proposta e aprovada pelos membros.

4. MÉTODOS

4.1. Amostra e dados

Este trabalho utilizou uma amostra de 1.376 cooperativas de crédito singulares, investigando transformações na estrutura de propriedade ocorridas entre os anos de 2008 e 2018. São todas as cooperativas em atividade no período menos as fundadas depois da livre admissão ser permitida em 2003. Como foram fundadas antes da permissão à livre admissão e da onda de incorporações, características de membros e diretores foram formadas quando ainda não tinham expectativas de benefícios gerados pela transformação. A mudança regulatória gerou novas expectativas sobre perfis consolidados de membros e diretores. Isso minimiza possíveis vieses de cooperativas fundadas sob expectativa de transformação. Analisar possíveis transformações entre 2008 e 2018 também evita o possível viés para as adesões à livre admissão nos anos entre 2003 e 2007, quando as incorporações ainda não eram comuns no Brasil. As cooperativas liquidadas após 2008 foram mantidas porque existiram junto com as demais.

Cada cooperativa de crédito é representada por uma observação, com 20 incorporadas após aderirem à livre admissão de membros sendo consideradas apenas para a livre admissão para não haver sobreposição de observações. Adesões à livre admissão foram identificadas na Relação de Instituições Financeiras do Banco Central do Brasil e incorporações no Cadastro Nacional de Pessoas Jurídicas da Receita Federal Brasileira. Além da data da transformação da estrutura de propriedade, essas bases de dados contêm a afiliação aos sistemas cooperativistas de crédito, data de fundação e quantidade de postos de atendimento. Os dados financeiros são dos balancetes das instituições financeiras disponibilizados pelo Banco Central, atualizados pelo IGP-M para 2019. Mesmo que este trabalho investigue transformações ocorridas entre 2008 e 2018, foram coletados dados para as demais variáveis, descritas nas próximas subseções, desde 2003, para que representem as cooperativas desde a permissão à livre admissão.

4.2. Modelo econométrico e variáveis

Modelos multinomiais são utilizados quando existem mais de duas alternativas sobre uma decisão (Cameron & Trivedi, 2005). Neste trabalho, é o caso das decisões de não transformar a estrutura de propriedade da cooperativa de crédito (j = 0), de ser incorporada (j = 1) ou de aderir à livre admissão de membros (j = 2). São esperadas taxas de serviços bancários menos vantajosas aos membros à medida que j aumenta. Cisões não foram consideradas para j devido à baixa frequência (4 casos), e liquidações não foram consideradas transformações pois os membros deixam de ser proprietários. O modelo econométrico base está em (1).

$$y_i^{*}={\beta }_0+{\beta }_1\stackrel{-}{sprea{d}_i^{*}}+{\gamma }_1^{\text{'}}{X}_i^{*}+{\gamma }_2^{\text{'}}{Z}_i+{\theta }_i+{\epsilon }_i$$ (1)

Onde y^* é um valor latente estimado para a cooperativa de crédito i inserido dentro de uma função densidade multinomial f(Y) construída sobre as probabilidades p de decisões sobre alternativas j de transformação da estrutura de propriedade. $\stackrel{-}{sprea{d}_i^{*}}$ é a medida para as taxas de serviços bancários e X^*, Z e θ são conjuntos de controles sugeridos pela literatura. Todas essas variáveis serão descritas nas próximas subseções. f(Y) é construída como em (1.1):

$$f\left(Y\right)={\prod }_{j=0}^2{p}_j$$ (1.1)

f(Y) é o produtório de probabilidades p_j = Pr(Y = j) de uma decisão j sobre as transformações na estrutura de propriedade. Neste trabalho, não transformar é Y_i0= $1$(j = 0); ser incorporada é Y_i1 = $1$(j = 1); e aderir à livre admissão de membros éY_i2 = $1$(j = 2). Y_i0 é a alternativa reserva sobre a qual as outras se pautam. Sob Y_i0, as demais possíveis decisões não geraram expectativas de acesso a melhores taxas de serviços bancários para os membros.

A função f(Y) permite que o modelo (1) seja estimado por logit ordenado e multinomial. O logit ordenado estima uma regressão assumindo j - 1 limiares α dentro de f(Y) separando j, ou seja, as variáveis independentes aumentam ou diminuem a probabilidade de aprovação de uma transformação de maior ordem (Y_i2 = 1 >Y_i1 = 1). Portanto, permite investigar se as adesões à livre admissão são associadas a taxas de serviços bancários menos vantajosas do que as operacionalizadas pelas incorporadas, dada à propensão dos diretores a buscar benefícios privados. Já o logit multinomial estima j - 1 regressões sem apontar ordem entre j, isto é, regressões onde as variáveis independentes aumentam ou diminuem a probabilidade de aderir à livre admissão (Y_i2 = 1) ou ser incorporada (Y_i1= 1). Os coeficientes de Y_i0 são restritos a zero, indicando uma decisão tomada sobre diversas alternativas e não várias decisões tomadas sobre duas alternativas como seria um conjunto de logit binários (Cameron & Trivedi, 2005).

Análises deste trabalho são pautadas pelos resultados da estimação logit ordenado devido à proposta de ordem entre as decisões de transformação da estrutura de propriedade. Os resultados da estimação logit multinomial são complementares. Cameron e Trivedi (2005) apontam alguns pressupostos para validade desses resultados. As decisões j devem estar sob as mesmas premissas de fatores não observáveis, o que foi controlado pela seleção da amostra descrita na subseção anterior. Também, as decisões j devem ser mutuamente excludentes, ou seja, uma cooperativa de crédito não pode aderir à livre admissão de membros ao mesmo tempo em que é incorporada. Porém, isso não é possível visto que as incorporadas deixam de operar. Por fim, modelos multinomiais são sensíveis a alternativas irrelevantes, nas quais seria indiferente aderir à livre admissão ou ser incorporada. A relevância de cada j foi verificada por testes de Wald. No logit ordenado, testou-se a igualdade estatística entre os limiares α. A rejeição da hipótese nula indica que limiares α não se sobrepõem, distinguindo α e sugerindo ordem entre j. No logit multinomial, foi checada a igualdade estatística entre os conjuntos de coeficientes Β₍₁₎ e Β₍₂₎ obtidos, respectivamente, nas regressões para Y_i1 e Y_i2. A rejeição da hipótese nula aponta diferença entre Β₍₁₎ e Β₍₂₎, indicando que as decisões j são distintas e relevantes.

4.2.1. Taxas de serviços bancários

As taxas de serviços bancários foram estimadas como o spread bancário da cooperativa de crédito. O spread é a diferença entre as taxas médias de juros cobradas aos empréstimos e as taxas médias de remuneração aos depósitos. Para que sejam vantajosas, as taxas para empréstimos devem ser baixas e para depósitos devem ser altas. Assim, quanto menor o spread, melhores as taxas disponíveis aos membros (Rubin et al., 2013). O spread está em (2):

$$sprea{d}_{it}=\frac{r\_o{c}_{it}}{o{c}_{it}}-\frac{d\_ca{p}_{it}}{de{p}_{it}}$$ (2)

Onde o spread bancário médio operacionalizado pela cooperativa de crédito i no semestre t é a razão das rendas com operações de crédito (r_oc) pelas operações de crédito totais (oc) menos a razão das despesas com captação (d_cap) pelos depósitos totais (dep).

No modelo (1) é utilizada a média do spread bancário anormal ($\stackrel{-}{sprea{d}_i^{*}}$) da cooperativa de crédito i entre o primeiro semestre de 2003 e o semestre t de transformação da estrutura de propriedade (segundo semestre de 2018 caso j = 0). O spread anormal é o quanto do spread não é explicado por características organizacionais, pois cooperativas de diferentes portes, operações e regiões naturalmente operam com spreads distintos. Com o spread anormal, é possível sugerir o quanto os membros esperariam que as taxas disponibilizadas por sua cooperativa fossem melhores, caso descontentes. O spread anormal também reflete, indiretamente, os benefícios privados dos diretores já que tornam as taxas da cooperativa menos vantajosas aos membros (Jensen & Meckling, 1976). D’Souza e Nash (2017) indicam que medidas indiretas para benefícios privados, como o spread anormal, estimam o efeito sobre a produção organizacional de regalias como altas remunerações e perdas dado o shirking.

Neste trabalho, o spread anormal é o termo de erro de uma regressão por mínimos quadrados ordinários (MQO) empilhando observações de todos os semestres de todas as cooperativas da amostra, onde o spread dado por (2) é função de determinantes à produção apontados por Brickley et al. (2015). O termo de erro é a diferença entre o spread operacionalizado e o esperado a partir da regressão. Como a distribuição dos termos de erro se tem média zero, valores positivos indicam spreads operacionalizados mais altos do que o esperado. Valores positivos de spread anormal aumentam a probabilidade de transformação, pois sugerem a expectativa dos membros por melhores taxas de serviços bancários. Maiores spreads anormais refletem diretores propensos ao consumo de benefícios privados, aumentando a probabilidade de adesão à livre admissão de membros. O spread anormal está em (3):

$${sprea{d}_{it}^{*}=e}_{it}=sprea{d}_{it}-b^{\text{'}}{H}_{it}$$ (3)

Em que spread^* é o spread bancário anormal da cooperativa de crédito i no semestre t, que é o termo de erro e para i em t estimado por uma regressão MQO com o spread dado em (2) sendo função de um conjunto de determinantes H.b é o conjunto de coeficientes da regressão. H inclui um benchmark de produto (a mediana do spread operacionalizado por cooperativas voltadas ao mesmo tipo de serviço bancário que i em t), tamanho (logaritmos naturais do ativo total e da quantidade de postos de atendimento). H também tem dummies para controle de efeitos fixos das operações bancárias que i é permitida a atuar e da economia dos estados sede de i. O uso de médias de spread^*em (1) sugere que cooperativas que operaram altos spreads anormais com maior frequência transformaram a estrutura de propriedade.²

4.2.2. Controles

X^* contém indicadores financeiros do PEARLS³ identificados por Bressan et al. (2011) como determinantes à insolvência de cooperativas de crédito. Todos são importantes para controle do mau desempenho dada à pouca habilidade gerencial esperada nas incorporadas. P2 é a proteção contra o risco, sendo a razão entre as operações de crédito vencidas pelo total das operações de crédito. E1, E3 e E4 representam a estrutura financeira efetiva, sendo as proporções de operações de crédito líquidas, capital social e reservas, respectivamente, em relação ao ativo total da cooperativa. A3 aponta a qualidade dos ativos, sendo a proporção de ativos não relacionados a produção de serviços bancários em relação ao ativo total. R5, R6 e R11 controlam taxas de retorno e de dispêndios sendo, respectivamente, as razões entre a margem bruta e o ativo total, as despesas operacionais e o ativo total, e as rendas de prestação de serviços e as despesas administrativas. O asterisco em X^* indica que, assim como para o spread, no modelo (1) foram utilizadas médias de termos de erro de regressões de cada um dos indicadores listados em função do mesmo conjunto H de controles de (3). Isso visou remover a influência de outros possíveis fatores sobre o desempenho, estimando a habilidade dos diretores.

Em Z estão controles sobre características organizacionais das cooperativas de crédito. Foram utilizadas as médias do logaritmo natural do ativo e da quantidade de postos de atendimento para representar o tamanho da cooperativa de crédito, que é determinante à longevidade ou incorporação por outra cooperativa (Goddard et al., 2009, 2014; Worthington, 2004; Thompson, 1997). Z também contém a média do logaritmo natural da idade da cooperativa (em semestres), pois cooperativas mais antigas podem tanto aderir a livre admissão de membros para expandir operações, quanto estar muito consolidadas para serem incorporadas. θ controla efeitos fixos. Uma variável dummy identifica se a cooperativa é categorizada como capital e empréstimo, cujo menor risco de suas operações voltadas ao crédito consignado influencia tanto as taxas de juros quanto o próprio desempenho financeiro. Um vetor de variáveis dummy identificando o estado sede da cooperativa controla a influência da economia regional e a competição com outras cooperativas. Por fim, um vetor de variáveis dummy identifica o sistema cooperativista de crédito ao qual a cooperativa é associada, cuja importância, notadamente, se dá na influência regulatória sobre decisões das afiliadas.

4.2.3. Estatística descritiva da amostra

A Tabela 1 contém estatísticas das variáveis do modelo (1) para a amostra geral e para os grupos j de decisões quanto a transformação da estrutura de propriedade. Para variáveis contínuas são apresentadas médias (desvios-padrão), enquanto para os controles sobre efeitos fixos são apontadas modas (respectivos percentuais). Na Tabela 1, $\stackrel{-}{sprea{d}_i^{*}}$ e controles X^* estão em percentual e controles Z não estão em logaritmo natural para facilitar a descrição, embora, ressalta-se, não sejam utilizados assim no modelo (1). Aumentos ([+]) ou reduções ([−]) no risco de insolvência identificados por Bressan et al. (2011) acompanham os controles X^*.

Tabela 1
Estatística descritiva

Variável	Amostra	Não transformou	Incorporada	Livre Admissão
		j = {0, 1, 2}	j = 0	j = 1	j = 2
Spread* (%)	0,122	-0,106	0,409	0,511
	(3,510)	(3,676)	(3,562)	(2,778)
P2* (%) [+]	0,600	-0,743	2,332	2,852
	(15,355)	(14,275)	(15,590)	(17,818)
E1* (%) [+]	-0,469	-0,449	0,275	-1,420
	(14,469)	(16,044)	(13,063)	(10,012)
E3* (%) [−]	-1,223	2,475	-8,351	-4,615
	(16,968)	(18,648)	(13,941)	(9,629)
E4* (%) [−]	0,078	-0,412	1,208	0,308
	(10,461)	(12,304)	(8,249)	(4,718)
A3* (%) [+]	0,028	0,623	-1,330	-0,268
	(5,852)	(7,181)	(3,227)	(1,933)
R5* (%) [+]	-0,009	-0,179	0,291	0,181
	(2,702)	(3,084)	(2,349)	(1,458)
R6* (%) [+]	0,001	0,075	-0,367	0,201
	(6,502)	(7,255)	(6,312)	(3,457)
R11* (%) [−]	0,595	-0,836	2,804	2,563
	(10,472)	(10,092)	(10,833)	(10,501)
Ativo (mil R$)	64.367,63	72.443,34	20.142,59	91.011,80
	(175.965,73)	(174.780,44)	(38.049,74)	(253.738,28)
Postos de atendimento	2,531	2,675	1,658	3,108
	(4,038)	(4,568)	(1,555)	(4,116)
Idade (semestres)	30,898	35,564	21,961	26,550
	(20,289)	(21,672)	(15,762)	(15,426)
Capital e empréstimo	Não	Não	Não	Não
	(81,03%)	(71,52%)	(90,76%)	(100,00%)
UF	São Paulo	São Paulo	São Paulo	Minas Gerais
	(22,31%)	(27,75%)	(18,15%)	(23,92%)
Sistema cooperativista	Sicoob	Sicoob	Cresol	Sicoob
	(39,32%)	(36,80%)	(24,09%)	(67,45%)
Cooperativas	1.376	818	303	255

• Fonte: Os autores.

As taxas de serviços bancários menos vantajosas estão no grupo que aderiu a livre admissão de membros (média do spread bancário anormal de 0,511, contra 0,122 para a amostra geral), com o grupo que não transformou a estrutura de propriedade operando spreads mais baixos do que o esperado (média de -0,106). As incorporadas detêm o pior desempenho médio em quatro dos oito indicadores de X^* (E1 [0,275], E3 [-8,351], A3 [1,330] e R5 [0,291]), sendo piores que as não transformadas em um indicador (P2 [2,332]). Como o spread anormal médio das incorporadas (0,409) foi menor do que o das que aderiram à livre admissão apesar do pior desempenho, pode-se sugerir a pouca habilidade de seus diretores. Isso também reforça que diretores que aderiram à livre admissão são propensos a buscar benefícios privados, já que o spread anormal dessas cooperativas não decorre, necessariamente, do mau desempenho.

As maiores cooperativas de crédito são as que aderiram à livre admissão de membros (médias de R$ 91,0 milhões em ativo total e 3,1 postos de atendimento). As incorporadas são pequenas e jovens comparadas às demais (médias de R$ 20,1 milhões em ativo total e 1,6 postos de atendimento, cerca de 22 semestres em operação), o que se alinha a estudos como o de Goddard et al. (2009, 2014). Cooperativas que não transformaram a estrutura de propriedade são antigas (35,6 semestres) e, muitas vezes, grandes (evidenciado pelos desvios-padrão de R$ 174,8 milhões no ativo total e 4,6 nos postos de atendimento). São cooperativas consolidadas cujos membros, aparentemente, não tiveram motivos para transformar a estrutura de propriedade. As modas em São Paulo, Minas Gerais e Sicoob refletem os estados e o sistema com mais cooperativas, sendo relevante destacar a tendência de incorporações dentro da Cresol.

5. RESULTADOS E DISCUSSÃO

Os resultados das estimações logit ordenado e multinomial para o modelo (1) estão na Tabela 2. Abaixo dos coeficientes, entre parênteses, estão os respectivos erros-padrão.

O modelo (1) foi validado, uma vez que os testes de razão de verossimilhança rejeitam a hipótese nula de não haver efeito das variáveis independentes (χ² _[43] = 541,06, p-valor<0,01, para Logit Ordenado [1] e χ² _[86] = 914,15, p-valor<0,01, para Logit Multinomial [2.1] e [2.2]). Além disso, Logit Ordenado (1) acertou 65,99% das previsões de transformações na estrutura de propriedade em Logit Multinomial (2.1) e (2.2) acertou 70,93%. Como comparação, ambos os percentuais de acertos são similares aos logit ordenado e multinomial estimados por Ingham e Thompson (1995) para casos de intercooperação após mudança regulatória no Reino Unido (64,6% e 70,2%, respectivamente). Por fim, as alternativas j são relevantes, pois o teste de Wald rejeitou a igualdade entre os conjuntos de coeficientes Β (χ² _[43] = 192,37, p-valor<0,01).

Tabela 2
Resultados das estimações logit ordenado e multinomial

	Logit Ordenado (1)	Logit Multinomial (2.1)	Logit Multinomial (2.2)
	Incorporada e Livre Admissão	Incorporada	Livre Admissão
	j = 1 e j = 2	j = 1	j = 2
$$\stackrel{-}{sprea{d}^{*}}$$	5,471**	7,462**	13,707**
	(2,655)	(3,106)	(5,393)
$$\stackrel{-}{P{2}^{*}}$$	0,379	0,625	-0,449
	(0,425)	(0,597)	(0,637)
$$\stackrel{-}{E{1}^{*}}$$	1,693***	3,019***	3,227***
	(0,608)	(0,772)	(1,197)
$$\stackrel{-}{E{3}^{*}}$$	-4,437***	-4,741***	-8,222***
	(0,591)	(0,783)	(1,238)
$$\stackrel{-}{E{4}^{*}}$$	-3,036***	-3,569***	-3,456
	(1,090)	(1,266)	(2,841)
$$\stackrel{-}{A{3}^{*}}$$	-5,137**	-7,433***	-6,115
	(2,008)	(2,189)	(6,190)
$$\stackrel{-}{R{5}^{*}}$$	9,091*	7,190	35,311***
	(5,072)	(5,941)	(12,178)
$$\stackrel{-}{R{6}^{*}}$$	0,570	-0,868	0,344
	(2,136)	(2,566)	(4,455)
$$\stackrel{-}{R{11}^{*}}$$	-0,195	2,080**	-1,583
	(0,696)	(0,954)	(1,153)
ln(Ativo Total)	0,252***	0,050	1,087***
	(0,065)	(0,080)	(0,169)
ln(PAC)	-0,869***	-1,341***	-1,722***
	(0,174)	(0,276)	(0,282)
ln(Idade)	-0,122	-0,208	-0,278
	(0,127)	(0,166)	(0,230)
Capital e empréstimo (dummy)	-1,225***	-1,128***	-16,886
	(0,275)	(0,326)	(829,292)
UF (dummies)	Sim	Sim	Sim
Sistema cooperativista (dummies)	Sim	Sim	Sim
Limiar α (j = 1)	2,103**
	(1,059)
Limiar α (j = 2)	3,598***
	(1,062)
Constante		-0,893	-15,008***
		(1,370)	(2,673)
Observações	1.376	1.376	1.376
Percentual de acertos	65,99%	70,93%
Razão de Verossimilhança (χ2 [g.l.])	541,06***	914,15***
	[43]	[86]
α (j = 1) = α (j = 2) (χ2 [g.l.])	360,39***
	[1]
Β(1) = Β(2) (χ2 [g.l.])		192,37***
		[43]

• Nota.PAC significa postos de atendimento cooperativos. Abaixo dos coeficientes estão seus erros-padrão, e dos χ² seus graus de liberdade (g.l.). Os testes de razão de verossimilhança e de Wald, além do percentual de acertos, são referentes a ambos Logit Multinomial (2.1) e (2.2). Β₍₁₎ e Β₍₂₎ são conjuntos de coeficientes obtidos em Logit Multinomial (2.1) e (2.2).
• *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,10
• Fonte: Os autores.

Os coeficientes para o spread bancário anormal foram positivos e significantes em todas as estimações (5,471 para Logit Ordenado [1] e 7,462 e 13,707 para Logit Multinomial [2.1] e [2.2], todos p-valores<0,05), indicando que taxas de serviços bancários pouco vantajosas aos membros aumentam a probabilidade de transformação da estrutura de propriedade. Portanto, as evidências da Tabela 2 apontam que a expectativa dos membros por melhores taxas foi tão determinante à transformação da cooperativa quanto o mau desempenho e o porte destacados por trabalhos como os de Goddard et al. (2009, 2014), Worthington (2004) e Thompson (1997). Destacam-se os resultados de Logit Multinomial (2.1) e (2.2) visto que, embora os efeitos organizacionais de aderir à livre admissão ou ser incorporada sejam muito distintos aos diretores, a autoridade dos membros predominou na cooperativa. Como argumentam Hart e Moore (1996, 1998), decisões dos membros são pautadas pelo preço dos serviços à disposição e, assim, incorporações para acessar melhores taxas foram aprovadas mesmo podendo existir resistência dos diretores. Por fim, essas evidências acrescentam a trabalhos como os de Wilcox e Dopico (2011) e Bauer et al. (2009) ao sugerir que os membros das incorporadas já estariam esperando melhorias nas taxas de serviços bancários quando a aprovaram em assembleia.

Há significância para os limiares α(2,103 com p-valor<0,05 para as incorporadas[j = 1] e 3,598 com p-valor<0,01 para as que aderiram à livre admissão de membros [j = 2]), e o teste de Wald aponta que não se sobrepõem (χ² _[1] = 360,39, p-valor<0,01). Existindo uma ordem entre as alternativas j, é possível investigar a associação entre maiores spreads bancários anormais e a probabilidade de adesão à livre admissão. Assim, a Tabela 3 contém os efeitos marginais do spread anormal e controles X^*com significância em Logit Ordenado (1). Os erros-padrão dos efeitos marginais, obtidos através do método delta, estão entre parênteses.

Tabela 3
Efeitos marginais ($$\delta Pr\left[Y=j\right]/\delta x_i$$) de variáveis selecionadas de Logit Ordenado (1)

	Não transformou	Incorporada	Livre Admissão
	j = 0	j = 1	j = 2
$$\stackrel{-}{sprea{d}^{*}}$$	-0,907**	0,248**	0,660**
	(0,439)	(0,123)	(0,319)
$$\stackrel{-}{E{1}^{*}}$$	-0,281***	0,077***	0,204***
	(0,100)	(0,284)	(0,073)
$$\stackrel{-}{E{3}^{*}}$$	0,737***	-0,201***	-0,535***
	(0,100)	(0,030)	(0,071)
$$\stackrel{-}{E{4}^{*}}$$	0,504***	-0,138***	-0,366***
	(0,179)	(0,050)	(0,131)
$$\stackrel{-}{A{3}^{*}}$$	0,853**	-0,233**	-0,620**
	(0,331)	(0,092)	(0,243)
$$\stackrel{-}{R{5}^{*}}$$	1,510*	0,413*	1,097*
	(0,839)	(0,231)	(0,612)

• Nota. Abaixo dos feitos marginais estão seus erros-padrão obtidos pelo método delta. P2, R6 e R11 não apresentaram significância em Logit Ordenado (1). Foram utilizadas médias de ln(Ativo Total), ln(PAC) e ln(Idade), e modas de Capital e Empréstimo (Não), UF (São Paulo) e Sistema (Sicoob).
• *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,10
• Fonte: Os autores.

Os efeitos marginais evidenciam como as taxas de serviços bancários determinam a transformação da estrutura de propriedade das cooperativas de crédito. Com as demais variáveis em suas médias (ou modas, para os controles de efeitos fixos), o aumento de uma unidade em spread bancário anormal reduz a probabilidade de não haver transformação em cerca de 90,7% (-0,907, p-valor<0,05). Mesmo que os valores observados para o spread anormal variem apenas entre -0,153 e 0,133, a redução de probabilidade de não transformação é considerável.

O principal resultado da Tabela 3, contudo, é o efeito marginal do aumento unitário do spread bancário anormal sobre a probabilidade de adesão à livre admissão, que é maior do que o dobro do efeito marginal sobre a probabilidade de ser incorporada (0,660 contra 0,248, p-valores<0,05). Ou seja, quanto menos vantajosas as taxas de serviços bancárias aos membros, maior a probabilidade de uma transformação na estrutura de propriedade de maior ordem. Como as estatísticas da Tabela 1 indicam que as cooperativas de crédito que aderiram à livre admissão tinham desempenho melhor do que as incorporadas, esse spread anormal recai principalmente à discricionariedade dos diretores. Existindo incentivos para buscarem benefícios privados (Gorton & Schmid, 1999), pode-se inferir que os diretores propuseram a livre admissão aos membros pela expectativa de aumentar esses benefícios privados. Os membros, por sua vez, aprovaram a livre admissão pela expectativa de grandes melhorias nas taxas de serviços da cooperativa, então muito pouco vantajosas devido aos benefícios privados dos diretores (Jensen & Meckling, 1976). Incorporações, por outro lado, dependeriam da influência de órgãos reguladores visando à robustez no setor devido ao mau desempenho (Bauer et al., 2009).

5.1. Robustez dos resultados

Duas estimações do modelo (1) foram realizadas visando checar a robustez dos resultados. Um logit utilizando apenas cooperativas de crédito que transformaram a estrutura de propriedade, com a livre admissão de membros sendo alternativa a ser incorporada (Y_i = $1$[j = 2]),verificou o aumento de probabilidade de transformação de maior ordem (Y_i2 = 1 >Y_i1 = 1) decorrente de spreads bancários anormais mais altos. Outro logit utilizou como variável dependente casos de transformação sem distingui-las (Y_i = $1$[j = {1, 2}]) para atestar o efeito do spread anormal sobre a probabilidade de transformação. Os resultados estão na Tabela 4.

Ambas as estimações apontam associação positiva do spread bancário anormal com a probabilidade de transformação da estrutura de propriedade (20,647 em Logit [3] e 6,490 em Logit [4], p-valor<0,05), convergindo aos resultados anteriores. Destaca-se que o spread anormal manteve a significância em Logit (3) enquanto muitos controles a perderam. Isso reforça a importância das taxas de serviços bancários para a decisão de transformação e a existência de uma ordem entre a adesão à livre admissão de membros e ser incorporada.

Tabela 4
Resultados de estimações logit para robustez

	Logit (3)	Logit (4)
	Livre Admissão contra Incorporada j = 2 em relação a j = 1	Transformou j = {1, 2}
$$\stackrel{-}{sprea{d}^{*}}$$	20,647**	6,490**
	(8,701)	(2,877)
$$\stackrel{-}{P{2}^{*}}$$	-0,935	0,194
	(1,069)	(0,479)
$$\stackrel{-}{E{1}^{*}}$$	1,551	2,356***
	(2,115)	(0,670)
$$\stackrel{-}{E{3}^{*}}$$	-1,341	-5,218***
	(2,022)	(0,666)
$$\stackrel{-}{E{4}^{*}}$$	-4,182	-3,404***
	(4,566)	(1,167)
$$\stackrel{-}{A{3}^{*}}$$	-8,770	-6,640***
	(10,602)	(2,109)
$$\stackrel{-}{R{5}^{*}}$$	23,400	8,988
	(17,374)	(5,528)
$$\stackrel{-}{R{6}^{*}}$$	-22,359***	0,656
	(7,857)	(2,310)
$$\stackrel{-}{R{11}^{*}}$$	-0,742	0,318
	(2,003)	(0,780)
ln(Ativo Total)	2,134***	0,230***
	(0,309)	(0,072)
ln(PAC)	-1,334**	-1,005***
	(0,543)	(0,188)
ln(Idade)	0,006	-0,210
	(0,315)	(0,148)
Capital e empréstimo (dummy)a	-	-1,337***
	-	(0,298)
UF (dummies)	Sim	Sim
Sistema cooperativista (dummies)	Sim	Sim
Constante	-30,025***	-2,110*
	(4,824)	(1,178)
Observações	540	1.370
Percentual de acertos	86,67%	75,77%
Razão de Verossimilhança (χ2 [g.l.])	406,22***	508,14***
	[34]	[41]

• Nota. PAC significa postos de atendimento cooperativos. Abaixo dos coeficientes estão seus erros-padrão, e dos χ² seus graus de liberdade (g.l.).
• ^a
  Omitida em Logit (3) pois nenhuma capital e empréstimo aderiu à livre admissão.
• *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,10
• Fonte: Os autores.

6. CONCLUSÕES

Este trabalho associou a transformação na estrutura de propriedade das cooperativas de crédito brasileiras a expectativas refletidas nas taxas de serviços bancários. Foi investigado se o spread bancário anormal, representando a diferença entre o spread operacionalizado pela cooperativa e o spread esperado dadas as suas características, aumenta a probabilidade de adesão à livre admissão de membros ou incorporação por outra cooperativa. Os resultados apontam a associação positiva entre o spread anormal e ambas as transformações, sugerindo que os membros as aprovaram sob expectativa de acesso a melhores taxas de serviços bancários. Há também uma ordem na qual spreads anormais mais altos são associados a uma maior probabilidade de adesão à livre admissão de membros, refletindo a busca dos diretores por benefícios privados, enquanto as incorporações decorrem da má habilidade da gestão.

Contribuições deste trabalho se voltam à teoria e à prática. A contribuição teórica está na identificação de expectativas de atores internos da cooperativa de crédito determinando transformações na estrutura de propriedade. Isso distingue este trabalho dos anteriores, que assumiram uma lógica passiva na qual as transformações, notadamente as incorporações, decorreriam apenas do desempenho financeiro e seriam determinadas por fatores exógenos à cooperativa como a pressão das demais cooperativas em seu mercado ou a influência de órgãos reguladores. Isso destaca a importância do controle exercido por membros e diretores. São esses indivíduos que, efetivamente, tomam as decisões sobre a cooperativa. Assim, sugere-se a continuidade da investigação de possíveis expectativas de membros e diretores nas grandes decisões organizacionais para que essa lógica ativa de controle, e não passiva, se fortaleça.

São duas implicações práticas. Como a adesão à livre admissão de membros aumenta a margem para diretores buscarem benefícios privados, é possível que as taxas de serviços bancários disponíveis aos membros não melhorem após aprovada. Isso sugere o reforço do monitoramento e incentivo a melhores práticas de governança corporativa nessas cooperativas para que os membros não sejam prejudicados. Já o mau desempenho nas incorporadas destaca a importância das incorporações como mecanismo de transferência de controle, devendo ser incentivadas para beneficiar o cooperativismo de crédito como um todo. Os membros da incorporada continuam associados a uma cooperativa e não têm que arcar com possíveis perdas que existiriam caso suas cooperativas fossem liquidadas. Órgãos reguladores se beneficiam pela escala, robustez financeira e manutenção de ativos que seriam perdidos nas liquidações.

Existem limitações neste trabalho, como a dificuldade de tratar a possível relação entre as taxas de serviços bancários e o desempenho financeiro por serem variáveis que se determinam durante o tempo. Mesmo assim, pesquisas podem ser inspiradas por este trabalho. Cisões não foram investigadas devido à baixa frequência, mas podem ser abordadas através de estudos qualitativos. O lado das incorporadoras pode ser utilizado em pesquisas sobre a busca por benefícios privados pelos diretores, pois se trata de um choque na dispersão de propriedade maior do que a adesão à livre admissão. Incorporações são benéficas ao cooperativismo de crédito, mas precisam ser bem monitoradas. Por fim, pesquisas podem investigar a interação entre diretores e órgãos reguladores. Diretores podem influenciar não apenas os membros, mas também os sistemas cooperativistas para conseguir transformações que os beneficiem.

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NOTAS

• 10
  1 Dados do Banco Central do Brasil e da Receita Federal Brasileira. 2 Os tipos de produto são o serviço bancário predominante da cooperativa, sendo crédito consignado, crédito rural, ou, não havendo predominância, serviços bancários em geral. As categorias operacionais de cooperativas são capital e empréstimo, clássicas e plenas. 3São indicadores financeiros para cooperativas de crédito, detalhes em Bressan et al. (2011).

• FINANCIAMENTO

  O presente trabalho foi realizado com apoio da Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior - Brasil (CAPES) - Código de Financiamento 001.

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  12 Dez 2022
• Data do Fascículo
  Nov-Dec 2022

Histórico

• Recebido
  10 Set 2021
• Revisado
  07 Dez 2021
• Aceito
  29 Dez 2021
• Aceito
  15 Set 2022