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Causality among the main stock exchanges in the world/Causalidade entre as principais bolsas de valores do mundo.

1 INTRODUCAO

O processo historico denominado globalizacao e bem recente, datando de 1989 e 1991, com o colapso do bloco socialista e o consequente fim da guerra fria. A globalizacao se consolidou com a abertura comercial e livre circulacao de capitais e servicos em escala mundial. As disputas acirradas no ambito do mercado global, entre empresas e paises, favoreceram a formacao de blocos economicos numa "guerra" de mercado, em que os parceiros estabelecem relacoes economicas privilegiadas. Em consequencia da globalizacao financeira, inumeras sao as oportunidades de novos investimentos e de novos negocios. Segundo Lamounier e Nogueira (2007, p. 35), "[...] a intensificacao da interacao economica entre os paises, sobretudo na ultima decada, vem proporcionando uma expansao das oportunidades". Tendo em vista as recentes quedas das restricoes ao capital internacional que atualmente se movimenta com maior liberdade e o crescente processo de intensificacao das relacoes de trocas comerciais e de servicos entre os diversos paises, os investidores comecaram a perceber a possibilidade de expandir seus negocios para alem de suas fronteiras domesticas, ampliando o seu horizonte ate mesmo para os mercados emergentes (LAMOUNIER; NOGUEIRA, 2007, p. 35).

O marco central deste trabalho foi analisar series temporais de retorno de indices economicos de algumas das principais bolsas de valores do mundo, divididas em dois blocos, utilizando-se de ferramentas estatisticas multivariadas. Buscou-se verificar as relacoes dentro e entre os mercados do Bric, composto por Brasil, Russia e China, com excecao da India, denotado neste trabalho grupo BRC e alguns paises do G8 como Estados Unidos, Reino Unido e Japao, denominado grupo ERJ. Este trabalho tambem verificou a relacao entre os mercados do grupo BRC e o mercado dos Estados Unidos.

2 REFERENCIAL TEORICO

Para Lamounier e Nogueira (2007, p. 35),
   [...] entender o funcionamento e as relacoes entre os mercados
   emergentes e capitalizados torna-se um instrumento necessario para
   que o investidor saiba como alocar de maneira mais eficiente os
   recursos de modo a minimizar suas perdas.


Muitos sao os estudos que procuram analisar o grau de associacao entre os mercados de diversos paises. Nesse sentido, Lamounier e Nogueira (2007) analisaram os mercados do Brasil, Russia, India, China, Mexico, Estados Unidos, Reino Unido e Japao, entre 1995 e 2002 e entre 2003 e 2005. No periodo de 1995-2000, verificou-se que apenas o retorno do mercado emergente da Russia sofreu grandes impactos ante os choques dos retornos dos outros mercados. Entre 2003 e 2005, os mercados do Brasil e Mexico responderam de forma significativa aos choques nos retornos de demais mercados.

Para Pereira, Costa Junior e Dantas (2000), com a globalizacao dos mercados e a incorporacao das informacoes economicas instantaneas, os fenomenos sao captados permanentemente pelos paises, influenciando o comportamento dos paises e sendo influenciado por eles. Nessa linha de raciocinio, Pereira, Costa Junior e Dantas (2000) procuraram identificar e aferir a magnitude das oscilacoes e o grau de causalidade entre os mercados dos Estados Unidos, Japao, Brasil, Mexico, Venezuela, Chile, Peru e Argentina no periodo de julho de 1994 a novembro de 1998. Verificaram-se o efeito em cadeia e a simultaneidade do comportamento das bolsas desses mercados.

2.1 MERCADOS EMERGENTES E DESENVOLVIDOS

A sigla Bric foi criada em 2001 pelos analistas de mercado do Banco Golmam Sachs para fazer referencia a quatro paises: Brasil, Russia, India e China. Esses paises tem sido apontados, nos ultimos cinco anos, como os provaveis candidatos a crescer de forma vigorosa, juntando-se ao clube dos paises desenvolvidos nas proximas decadas (BRIC, 2008a).

O movimento que culminou com a criacao do G8 tem origem na crise do petroleo de 1973 e na recessao economica mundial que ela causou. Integram o G8 a Franca, os Estados Unidos, o Reino Unido, a Alemanha, a Italia, o Japao, o Canada e a Russia. Enquanto os seis primeiros participam de todos os encontros desde 1975, o Canada juntou-se aos demais no ano seguinte. Ja a Russia foi formalmente admitida apenas em 2006, quando sediou a primeira reuniao do G8 em seu territorio. O pais, entretanto, ja participava das conversas desde 1994 e foi aos poucos sendo recebido pelos outros sete, como um reconhecimento pelo esforco em abandonar a antiga economia socialista e implantar reformas democraticas (G8, 2008).

2.2 INDICES DE BOLSAS DE VALORES

A bolsa de valores e o mercado organizado onde sao negociadas acoes de empresas de capital aberto (publicas ou privadas) e outros instrumentos financeiros (ASSAF NETO, 2001).

As acoes representam a menor fracao do capital social de uma empresa, ou seja, sao o resultado da divisao do capital social em partes iguais, sendo o capital social o investimento dos donos na empresa, isto e, o patrimonio da empresa. Esse dinheiro compra maquinas, paga funcionarios etc. O capital social, assim, e a propria empresa (ASSAF NETO, 2001).

Os movimentos de uma bolsa de valores sao captados por meio de indices, que englobam o valor medio em moeda corrente de determinado grupo de acoes, consideradas mais representativas no movimento total do mercado, ou de empresas atuantes em determinados setores da economia.

Segundo Fontes (2006, p. 47),
   [...] os indices de mercado servem como referencia para analise do
   comportamento dos precos de determinada acao, as quais obedecem, em
   linha geral, as de mercado, que sao fielmente retratadas pelos
   indices.


Para que um indice possa efetivamente ser utilizado como instrumento de avaliacao de desempenho de um mercado ou de uma bolsa, deve ser composto por uma suposta carteira de ativos que representa de forma mais eficiente possivel o comportamento do mercado (FONTES, 2006, p. 47). Conforme Fontes (2006, p. 47), o criterio de selecao das carteiras dos indices faz que a performance dos diferentes indices nao seja a mesma, ainda que eles sejam representativos da mesma bolsa. Esse criterio de selecao e o tipo de metodologia utilizada para a formacao das carteiras sao, portanto, os fatores que levam a personalizacao dos indices e impoem a necessidade de constantes revisoes das carteiras de indices, a fim de isolar os ativos que tenham frequencia minima nos pregoes e numeros minimos de negocios.

O indice Bovespa (Ibovespa) e o mais importante indicador do desempenho medio das cotacoes das acoes negociadas na Bolsa de Valores de Sao Paulo. Trata-se da formacao de uma suposta carteira de investimentos que, atualmente, e composta de 64 acoes, retratando a movimentacao dos principais papeis negociados na Bovespa, representando nao so o comportamento medio dos precos, mas tambem o perfil das negociacoes--do mercado a vista--observadas nos pregoes. Essas acoes, em conjunto, representam 80% do volume transacionado nos doze meses anteriores a formacao da carteira. Como criterio adicional, exige-se que a acao apresente, no minimo, 80% de presenca nos pregoes do periodo. Portanto, o criterio de corte e a liquidez do papel. Para que sua representatividade se mantenha ao longo do tempo, a composicao da carteira e reavaliada a cada quatro meses. Essa reavaliacao e feita com base nos ultimos doze meses, quando sao verificadas alteracoes na participacao de cada acao (BOLSA DE VALORES DE SAO PAULO, 2008).

O indice FTSE-100 e calculado pela FTSE the index company e composto por um rol das cem acoes mais representativas da Bolsa de Valores de Londres, visando detectar movimentos de alta ou baixa nas cotacoes (CAVALCANTE; MISUMI; RUDGE, 2005).

Um de seus principais indices e o Dow Jones Industrial Average (DJIA), que e o valor avaliado de trinta grandes acoes industriais, cujos negocios passam pela Bolsa de Nova York.

O indice Nikkei-225, o mais tradicional do mercado de acoes japones, foi implantado em 16 de maio de 1949. O indice Nikkei refere-se as flutuacoes das cotacoes de uma carteira formada por 225 acoes mais negociadas e de maior capitalizacao desse mercado.

O indice Hang Seng da Bolsa de Hong Kong e constituido das 33 acoes mais representativas do mercado, uma especie de termometro do mercado de acoes de Hong Kong (BRIC, 2008a).

O indice RTS, calculado pela primeira vez em 1 de setembro de 1995, que se tornou o principal referencial para a industria de seguros russa, e calculado tanto em rublo russo quanto em dolar americano e baseia-se nas cinquenta mais liquidas e capitalizadas acoes da bolsa (BRIC, 2008a).

2.3 ANALISE ESTATISTICA

Um modelo autorregressivo vetorial--VAR(p)--oferece um meio de deixar que os dados, e nao o pesquisador, determinem a estrutura dinamica de um modelo (PINDYCK; RUBINFELD, 2004).

Seja [X.sub.t] = ([x.sub.1t], [x.sub.2t], [x.sub.nt]), denotado por um vetor (n x 1) de variaveis de series temporais estacionarias. Dizemos que [X.sub.t] segue um modelo VAR(p) se:

[X.sub.t] = [[PHI].sub.0] + [[PHI].sub.1] [X.sub.t-1] + [[PHI].sub.2] [X.sub.t-2] + ... + [[PHI].sub.p] [X.sub.t-p] + [a.sub.t],

em que [a.sub.t] e ruido branco com vetor de medias nulo e variancia [SIGMA], denotado por [MATHEMATICAL EXPRESSION NOT REPRODUCIBLE IN ASCII], e um vetor (n x i) de constantes, e [[PHI].sub.k] sao matrizes (n x n) constantes (MORETTIN, 2008).

Assim, depois de estimar um VAR(p), e importante ser capaz de caracterizar nitidamente sua estrutura dinamica. As respostas a impulso fazem isso ao mostrar como um choque em qualquer das variaveis se filtra atraves do modelo, afetando todas as demais variaveis endogenas, e, eventualmente retroage sobre a propria variavel (PINDYCK; RUBINFELD, 2004, p. 501).

Todo processo VAR(p) estacionario tem uma representacao de Wold da forma

[X.sub.t] = [mu] + [a.sub.t] + [[PSI].sub.1] [a.sub.t-1] + [[PSI].sub.2] [a.sub.t-2] + ...,

em que [[PSI].sub.s] refere-se as matrizes de medias moveis de ordem (n x n) determinadas recursivamente.

Uma vez que uma ordenacao recursiva tenha sido estabelecida, a representacao de Wold [X.sub.t] baseada nos erros ortogonais [[eta].sub.t] e dada por:

[X.sub.t] = [mu] + [[THETA].sub.0] [[eta].sub.t] + [[THETA].sub.1][[eta].sub.t-1] + [[THETA].sub.2] [[eta].sub.t-2] + ...,

em que [[THETA].sub.0] = [B.sup.-1] e uma matriz triangular inferior. As respostas a impulso de choques ortogonais [[eta].sub.j] sao

[partial derivative][x.sub.i,t+s]/[partial derivative][[eta].sub.j,t] = [partial derivative][x.sub.i,t]/[partial derivative][[eta].sub.j,t-s] = [[theta].sup.s.sub.ij], i, j = 1, 2,..., n; s > 0

em que [[theta].sup.s.sub.ij] e o i,j-esimo elemento de [[theta].sup.s]. Um grafico de [[theta].sup.s.sub.ij] contra s e chamado de funcao resposta a impulso ortogonal de [x.sub.i] com relacao a [[eta].sub.j]. Com n variaveis, ha [n.sup.2] possiveis funcoes de resposta a impulso.

A funcao resposta a impulso e a decomposicao variancia do erro de previsao apresentam a mesma informacao, embora graficamente tenham maneiras diferentes de ser apresentadas (DIEBOLD, 2004).

Segundo Zivot e Wang (2005), a decomposicao de variancia de erro de previsao responde a seguinte pergunta: Qual porcentagem (proporcao) da variancia do erro de previsao ao prever [X.sub.T+h] e decorrente de choque estrutural [[eta].sub.j]? Usando choques ortogonais [[eta].sub.j], o vetor h-passos a frente, com coeficientes VAR conhecidos, pode ser expresso como:

[X.sub.t+h] - [X.sub.t+h/T] = [h-1.summation over (s=0)][[THETA].sub.s][[eta].sub.t+h-s]

Para uma variavel especifica [X.sub.i,T+h], esse erro de previsao tem a seguinte forma:

[MATHEMATICAL EXPRESSION NOT REPRODUCIBLE IN ASCII]

Uma vez que os erros estruturais sao ortogonais, a variancia do erro de previsao h-passos a frente e:

[MATHEMATICAL EXPRESSION NOT REPRODUCIBLE IN ASCII].

em que [MATHEMATICAL EXPRESSION NOT REPRODUCIBLE IN ASCII].

A parte da Var([x.sub.i,T+h] -[x.sub.i,T+h|T]) decorrente de choques [[eta].sub.j] e dada por:

[MATHEMATICAL EXPRESSION NOT REPRODUCIBLE IN ASCII]

Segundo Gujarati (2006, p. 559),
   [...] embora a analise de regressao lide com a dependencia de uma
   variavel em relacao a outras, isso nao implica necessariamente
   causalidade. Em outras palavras, a existencia de uma relacao entre
   variaveis nao prova causalidade nem direcao de influencia.


Para sistemas, Granger define causalidade em termos de previsibilidade: a variavel X causa Y, com respeito a um dado universo de informacao (que inclui X e Y), se o presente de Y pode ser previsto mais eficientemente usando esse passado, toda e qualquer outra informacao disponivel (incluindo valores passados de Y) sendo usada em ambos os casos (MORETTIN, 2008).

O teste de causalidade de Granger pressupoe que a informacao relevante para a previsao das respectivas variaveis, [X.sub.t] e [Y.sub.t], esta contida unicamente nos dados da serie temporal destas.

Para testar se X causa Y, a hipotese nula e [p.summation over (i=1)][[beta].sub.i] = 0 "X nao causa Y", com estimativas de duas regressoes.

Estimamos uma regressao de Y em relacao a valores defasados de Y, bem como a valores defasados de X na regressao irrestrita, isto e,

Y = [p.summation over (i=1)][[alpha].sub.i][Y.sub.t-i] + [p.summation over (i=1)] [[beta].sub.i][X.sub.t-i] + [a.sub.t].

Em seguida, uma regressao de Y apenas em relacao a valores defasados de Y, a regressao restrita, e dada por:

Y = [p.summation over (i=1)][[alpha].sub.i][Y.sub.t-i] + [a.sub.t].

Utiliza-se a soma de quadrados dos residuos de cada regressao para calcular a estatistica F e testar se o grupo de coeficientes [[beta].sub.1], [[beta].sub.2], K, [[beta].sub.p] e significativamente diferente de zero.

Se o valor da estatistica F for superior ao valor critico de F(q,N-K) no nivel de significancia selecionado, rejeita-se a hipotese nula, e, nesse caso, "X causa Y".

Para Zivot e Wang (2005, p. 405), "[...] a ordem da defasagem para o modelo VAR(p) pode ser determinada, usando criterios de selecao do modelo". A abordagem geral e ajustar modelos VAR(p) com ordens p = 0, 1, 2, ..., [p.sub.max] e escolher o valor de p que minimiza alguns criterios de selecao de modelo. Os criterios de selecao de modelo para modelos VAR(p) tem a a seguinte forma:

IC(p) = ln [absolute value of ([SIGMA][mu](p))] + [C.sub.T] [phi] (n, p)

em que [SIGMA](p) = [T.sup.-1] [T.summation over (t=1)] [epsilon][epsilon] e a matriz de covariancia residual, sem uma correcao do numero de graus de liberdade de um modelo VAR(p); CT e uma sequencia indexada pelo tamanho da amostra T; e [phi](n,p), uma funcao de penalidade a qual penaliza grandes modelos VAR(p). Os tres criterios de informacao mais comuns sao os de Akaike (AIC), Schwarz-Bayesiano (BIC) e Hannan-Quinn (HQ):

AIC(k) = ln [summation over ([SIGMA][mu](p))] + [2/T] [pn.sup.2] (Akaike)

BIC(k) = ln [summation over ([SIGMA][mu](p))] + [lnT/T] [pn.sup.2] (Schwarz)

HQ(k) = ln [summation over ([SIGMA][mu](p))] + [ln ln T/T] [pn.sup.2] (Hannan-Quinn)

3 PROCEDIMENTO METODOLOGICO

A partir dos dados originais, foram obtidas as series de retornos. Se [X.sub.t] e o valor do indice no instante t, o log retorno ou retorno e dado por

[R.sub.t] = [DELTA]ln [X.sub.t] = ln([X.sub.t]) - ln([X.sub.t-1])

Os dados utilizados referem-se aos principais indices de fechamentos diarios das bolsas de valores do mundo que foram coletados no banco de dados dos sites PlaDin e RTS Stock Exchange. Nas datas em que as bolsas estiveram fechadas em razao de feriados nacionais ou por qualquer outro motivo, os indices utilizados, para o dia em questao, foram aqueles referentes ao ultimo dia de negociacao antes da paralisacao. A amostra compreende o periodo de 4 de dezembro de 2006 a 7 de novembro de 2008, constando de 509 observacoes em cada uma das series. O Quadro I apresenta os indices a serem analisados, assim como a respectiva sigla. As series de indices foram divididas em dois grupos denominados BRC e ERJ, em que as componentes de cada grupo sao respectivamente (Ibov, RTS, HS) e (DJ, FTS, NIK). Como a Russia pertence aos dois grupos, adotou-se como criterio economico o fato de ela ser uma economia emergente. Em razao disso, optou-se por inclui-la no grupo do BRC.

A seguir sera definido como as analises foram realizadas:

1. Na analise de cada grupo, foi estimado um modelo VAR(p), e, na construcao do VAR, utilizou-se o teste de causalidade de Granger para ordenar as series. Os criterios de Akaike, Schwarz e Hannan-Quinn foram utilizados para determinar a ordem p do modelo VAR.

2. Depois de ajustado o modelo VAR(p), analisaram-se os indices que compoem o sistema gerado, utilizando o teste de causalidade de Granger e os graficos das funcoes de respostas a impulsos e da decomposicao da variancia do erro de previsao.

3. Na analise entre grupos, analisou-se apenas o indice DJ contra os indices do grupo BRC, utilizando os mesmos passos mencionados no primeiro e segundo itens. Nessa analise dinamica, o indice DJ vira primeiro, pois buscaremos observar se DJ esta interferindo no BRC.

4 RESULTADOS E ANALISES

4.1 ANALISE DOS INDICES ECONOMICOS DOS PAISES DO GRUPO BRC

A Figura 1 apresenta os graficos das series de indices Ibov, RTS e HS, e seus respectivos retornos (Ribov, RRTS e RHS).

Em uma analise dos graficos dos retornos na Figura 1, observa-se que os indices de retornos se desenvolvem ao longo do tempo, ao redor de um valor constante zero, e apresentam uma forma de equilibrio estavel. Nesse caso, pode-se concluir que os retornos dos indices Ibovespa, RTS e Hang Seng sao estacionarios.

[FIGURE 1 OMITTED]

Na Tabela 1, sao apresentados os resultados do teste causalidade de Granger para os mercados do grupo BRC.

O indice Ribov causa no sentido de Granger os indices de retornos RRTS e RHS. No entanto, esses indices nao causam, no mesmo sentido, o indice Ribov. Conforme resultados apresentados, a previsibilidade do retorno brasileiro nao sofreu interferencias dos mercados da Russia e da China, mas ajuda a melhorar a previsibilidade dos retornos dos indices RTS e HS.

A previsibilidade do retorno do indice HS sofreu influencia dos retornos das bolsas do Brasil e da Russia, mas nao influenciou na previsibilidade dos retornos de nenhum desses mercados.

Observa-se tambem que o indice de retorno RRTS causa, no sentido de Granger, o indice de retorno RHS. No entanto, o indice RHS nao causa, no sentido de Granger, o indice RRTS.

Para ajustar um modelo VAR, o teste de causalidade de Granger sugere a seguinte ordenacao: Ribov [right arrow] RRTS [right arrow] RHS. Os criterios de informacao de Schwarz e Hannan-Quinn apresentados na Tabela 3 sugerem a ordem p = 1 para o modelo.

Os graficos das funcoes de respostas a impulsos e decomposicao da variancia do erro de previsao estao apresentados nas figuras 2 e 3, respectivamente.

A Figura 2 apresenta, nas colunas, as respostas ao impulso de Ribov, RRTS e RHS decorrente de um choque de uma unidade de desvio padrao em Ribov, RRTS e RHS, respectivamente.

Pode-se observar que, em razao de um choque unitario no Ribov, os retornos RRTS e RHS reagem positivamente. Em seguida, eles reagem negativamente para se estabilizarem em um terceiro momento. Em razao de um choque no indice RRTS, o indice Ribov mantem-se estavel, e o RHS reage positivamente e se estabiliza no dia seguinte. Em razao do choque no indice de retorno RHS, os indices Ribov e RRTS reagem de forma negativa de modo nao significativo.

[FIGURE 2 OMITTED]

A Figura 3, em colunas, representa as proporcoes da variancia do erro de previsao de Ribov, RRTS e RHS em razao de um choque de uma unidade de desvio padrao em Ribov, RRTS e RHS, respectivamente.

Fazendo uma leitura na mesma ordem apresentada, pode-se observar que aproximadamente 100%, 30% e 30% da variancia do erro de previsao de Ribov, RRTS e RHS sao decorrentes de um choque em Ribov. Em razao de um choque no retorno do indice RTS, sao, respectivamente, zero, 70% e 5% as proporcoes das variancias do erro de previsao de Ribov, RRTS e RHS, e, para um choque unitario em RHS, temos que 50% da proporcao da variancia do erro de previsao sao decorrentes desse choque, e zero e a proporcao da variancia do erro de previsao dos retornos Ribov e RRTS decorrente desse choque.

Observando a Figura 3 em linhas, temos o seguinte:

* Na primeira linha, conclui-se que, da variacao total do erro de previsao do Ribov, 100% sao decorrentes de um choque no Ribov, RRTS e RHS.

* Na segunda linha, conclui-se que, da variacao total do erro de previsao do RRTS, 30%, 70% e 0% sao decorrentes de um choque no Ribov, RRTS e RHS.

* Na terceira linha, conclui-se que, da variacao total do erro de previsao do RHS, 30%, 5% e 65% sao decorrentes de um choque, respectivamente, no Ribov, RRTS e RHS.

Conclui-se, das analises graficas realizadas das funcoes respostas a impulsos e da decomposicao da variancia (figuras 2 e 3), que se trata de leituras equivalentes, isto e, ha influencia do mercado brasileiro sobre os mercados russo e chines.

[FIGURE 3 OMITTED]

4.2 ANALISE DOS INDICES ECONOMICOS DOS PAISES DO GRUPO ERJ

Nesta secao, serao apresentados os resultados da analise realizada com as series de indices de retorno dos mercados dos Estados Unidos, do Reino Unido e do Japao, denotado por ERJ.

Em uma analise dos graficos de retornos na Figura 4, pode-se concluir que os indices de retornos sao estacionarios, pois se desenvolvem ao longo do tempo ao redor do valor zero e apresentam uma variabilidade estavel ao redor do valor constante zero.

[FIGURE 4 OMITTED]

Na Tabela 4, sao mostrados os resultados do teste de causalidade de Granger para os mercados desenvolvidos dos Estados Unidos, do Reino Unido e do Japao. Observa-se que o indice RDJ causa, no sentido de Granger, os indices RFTS e RNIK, no entanto estes nao causam, no sentido de Granger, o RDJ.

A previsibilidade do retorno americano RDJ nao sofreu interferencias dos mercados do Reino Unido e Japao, mas ajudou a melhorar significativamente a previsibilidade dos retornos dos indices RFTS e RNIK desses mercados.

A previsibilidade do retorno do indice NIK sofreu influencia dos retornos das bolsas dos Estados Unidos e do Reino Unido, mas nao influenciou a previsibilidade dos retornos de nenhum desses mercados.

Com base nos resultados observados do teste de causalidade de Granger (Tabela 5), a seguinte ordenacao para estimar o modelo VAR e proposta: RDJ [right arrow] RFTS [right arrow] RNIK. De acordo com o criterio de informacao de Schwarz, na Tabela 4, selecionou-se ordem p = 2 para ajustar o modelo VAR.

Ao ajustar um modelo VAR(2), os graficos da funcao resposta a impulso e decomposicao da variancia estao plotados nas figuras 5 e 6, respectivamente. Na Figura 5, apresentam-se, nas colunas, as respostas ao impulso de RDJ, RFTS e RNIK em razao de um choque de uma unidade de desvio padrao em RDJ, RFTS e RNIK, respectivamente.

Pode-se observar que, decorrente de um choque unitario no RDJ, a resposta de RDJ e instantaneamente positiva em torno de 1,5%. Nos dois dias subsequentes, ha reacoes negativas, chegando--0,3% no terceiro dia, reagindo positivamente no quarto e quinto dias, e se estabilizando a partir do sexto dia.

[FIGURE 5 OMITTED]

A resposta de RFTS e instantaneamente positiva em torno de 0,09%. No segundo dia, reage positivamente, mas em queda, no terceiro dia, reage negativamente em torno de--0,04%, no quinto dia volta ser positiva e se estabiliza a partir do sexto dia. A resposta de RNIK e instantaneamente positiva em torno de 1,3%. No segundo dia, continua a reagir positivamente, no terceiro reage negativamente em torno de--0,04%, e no quarto e quinto dias reage positivamente para estabilizar-se a partir do sexto dia. Em razao de um choque unitario no RFTS, a resposta de RFTS e instantaneamente positiva 0,4%, no segundo dia reage negativamente, em torno de--0,3%, e se estabiliza a partir do terceiro dia. A resposta de RNIK reage instantanea e positivamente em torno de 0,4%; no segundo dia reage positivamente, mas em queda, e no terceiro dia reage negativamente em torno de 0,02%. O RDJ nao reage de forma significativa. Os retornos reagem instantanea e positivamente no primeiro dia, reagem negativamente no segundo, voltam a reagir positivamente no terceiro e estabilizam-se a partir do quarto dia.

Na Figura 6, apresenta-se, nas colunas, a proporcao da variancia do erro de previsao de RDJ, RFTS e RNIK a um choque de uma unidade de desvio padrao no RDJ, RFTS e RNIK, respectivamente.

Na primeira coluna, observamos que aproximadamente 100%, 45% e 40% da variancia do erro de previsao de RDJ, RFTS e RNIK, respectivamente, sao decorrentes de um choque no RDJ.

Na segunda coluna, percebe-se que aproximadamente 0%, 55% e 5% sao, respectivamente, a proporcao da variancia do erro de previsao de RDJ, RFTS e RNIK decorrente de um choque em RFTS.

Na terceira coluna, aproximadamente 0%, 0% e 50% sao, respectivamente, a proporcao da variancia do erro de previsao de RDJ, RFTS e RNIK em razao de um choque em RNIK.

[FIGURE 6 OMITTED]

Observando a Figura 6 em linhas, temos o seguinte:

* Na primeira linha, conclui-se que, da variacao total do erro de previsao do RDJ, 100% sao decorrentes de um choque no RDJ.

* Na segunda linha, conclui-se que, da variacao total do erro de previsao do RFTS, 45%, 55% e 0% sao decorrentes de um choque no RDJ, RFTS e RNIK.

* Na terceira linha, conclui-se que, da variacao total do erro de previsao do RNIK, 45%, 5% e 50% sao decorrentes de um choque, respectivamente, no RDJ, RFTS e RNIK.

Na Figura 6, apresenta-se, na primeira linha, a variacao total do erro de previsao do RDJ, e observa-se que 100% do erro de previsao e decorrente de um choque no RDJ; na segunda, tem-se a variacao total do erro de previsao do RFTS, e observa-se que 45%, 55% e 0% sao decorrentes de um choque no RDJ, RFTS e RNIK, respectivamente; na terceira, temos a variacao total do erro de previsao do RNIK, e observa-se que 45%, 5% e 50% sao decorrentes de um choque no RDJ, RFTS e RNIK, respectivamente.

Conclui-se, das analises graficas realizadas, quando se observam as figuras 5 e 6, que trata-se de leituras equivalentes, isto e, ha influencia do mercado americano sobre os mercados ingles e japones.

4.3 ANALISE DOS INDICES ECONOMICOS DOS PAISES DO GRUPO G4

Na Tabela 5, apresentam-se os resultados da causalidade de Granger para os mercados americano, brasileiro, russo e chines, denotado por grupo G4.

O indice RDJ causa, no sentido de Granger, os indices Ribov, RRTS e RHS. Em outras palavras, o indice RDJ tem influencia na previsao dos indices Ribov, RRTS e RHS, no entanto o indice RDJ nao e influenciado de forma significativa na previsao por esses indices.

Os resultados do teste causalidade de Granger, comparando os indices Ribov, RRTS e RHS, sao os mesmos da Tabela 2, por isso, nao foram apresentados na Tabela 5.

Os resultados apresentados na Tabela 5 do teste de causalidade de Granger sugerem que a direcao de causalidade seja RDJ [right arrow] Ribov [right arrow] RRTS [right arrow] RHS, e pelo criterio de informacao de Schwarz, apresentado na Tabela 6, selecionou-se ordem p = 1 para ajustar o modelo VAR.

Na Figura 7, apresentam-se, na primeira coluna, as respostas ao impulso de RDJ, Ribov, RRTS e RHS, respectivamente, para um choque de uma unidade de desvio padrao em RDJ. Observa-se que Ribov, RRTS e RHS reagem instantanea e positivamente a um choque em RDJ; no segundo dia, Ribov reage positivamente mas em queda, e RDJ, RRTS e RHS reagem negativamente; ambos os indices estabilizam-se apos o quarto dia.

Na Figura 8, apresentam-se, na primeira coluna, aproximadamente 100%, 55%, 20% e 20%, respectivamente, da proporcao da variancia do erro de previsao de RDJ, Ribov, RRTS e RHS em razao do choque em RDJ. Na primeira linha, apresenta-se a variacao total do erro de previsao do RDJ, e observa-se que aproximadamente 100% do erro de previsao e decorrente de um choque no proprio RDJ.

Conclui-se, das analises realizadas, quando se observam as figuras 7 e 8, que trata-se de leituras equivalentes, isto e, ha influencia do mercado americano sobre os mercados emergentes brasileiro, russo e chines.

[FIGURE 7 OMITTED]

[FIGURE 8 OMITTED]

5 CONCLUSOES

Por meio de modelo VAR, foram realizadas analises--por meio do teste de causalidade de Granger, da funcao resposta a impulso e da decomposicao da variancia do erro de previsao--das series de retornos dos indices dos mercados emergentes brasileiro, russo e chines, e dos mercados desenvolvidos: americano, ingles e japones.

O mercado brasileiro mostrou ter influencia sobre os mercados russo e chines, enquanto o mercado brasileiro nao e influenciado por eles.

O mercado americano mostrou ter influencia na previsao dos indices dos mercados ingles e japones, enquanto o mercado americano nao e influenciado por nenhum deles.

Para estimar os retornos dos indices dos mercados brasileiro, russo e chines, e importante considerar o indice Dow Jones, pois esses mercados sao influenciados pelo mercado americano.

Submissao: 18 ago. 2009. Aceitacao: 4 nov. 2009. Sistema de avaliacao: as cegas tripla.

HIRON PEREIRA FARIAS

Mestre em Estatistica e Experimentacao Agropecuaria pelo Departamento de Ciencias Exatas da Universidade Federal de Lavras (Ufla).

Professor do Instituto de Matematica e Estatistica da Universidade Federal de Goias (UFG).

Caixa postal 131--campus Samambaia--Goiania--GO--Brasil--CEP 74001-970

E-mail: hironpf@hotmail.com

THELMA SAFADI

Doutora em Estatistica pelo Instituto de Matematica e Estatistica da Universidade de Sao Paulo (USP).

Professora do Departamento de Ciencias Exatas da Universidade Federal de Lavras (Ufla).

Departamento de Ciencias Exatas, caixa postal 3037--Lavras--MG--Brasil--CEP 37200-000

E-mail: safadi@ufla.br

REFERENCIAS

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BRIC: Brasil, Russia, India e China: o que e, caracteristicas comuns dos paises, economia, informacoes gerais, desenvolvimento economico. Disponivel em: <http://www.suapesquisa.com/ pesquisa/bric.htm>. Acesso em: 8 ago. 2008b.

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ZIVOT, E.; WANG, J. Modeling financial time series with S-plus. 2. ed. New York: Springer, 2005.

(1) Foi estabelecida essa flexibilidade para que pudesse haver, ao menos, uma negociacao no mes, com um periodo espacado de tempo, evitando que houvesse apenas uma negociacao no ultimo dia de um mes e outra no dia seguinte.
TABELA 1
TESTE DE CAUSALIDADE DE GRANGER PARA O GRUPO BRC

HIPOTESE NULA          ESTATISTICA-F

RRTS nao causa Ribov      0,05402
Ribov nao causa RRTS     72,5799 *
RHS nao causa Ribov       1,03986
Ribov nao causa RHS      131,855 *
RHS nao causa RRTS        0,33970
RRTS nao causa RHS       26,0922 *

* Teste significativo no nivel de significancia de 10%.

Fonte: Elaborada pelos autores.

TABELA 2
CRITERIO DE SELECAO DA ORDEM DA
DEFASAGEM PARA O GRUPO BRC

DEFASAGEM       AIC           SC            HQ

0            -14,01113     -13,98600     -14,00127
1            -14,37832    -14,27778 *   -14,33888 *
2            -14,39814     -14,22220     -14,32913
3            -14,40206     -14,15072     -14,30347
4           -14,40582 *    -14,07907     -14,27765

* A ordem da defasagem selecionada pelos criterios.

AIC = criterio de informacao de Akaike; SC = criterio
de informacao de Schwarz; HQ = criterio de
informacao de Hannan-Quinn.

Fonte: Elaborada pelos autores.

TABELA 3
CRITERIO DE SELECAO DA ORDEM DA
DEFASAGEM PARA O GRUPO ERJ

DEFASAGEM       AIC           SC            HQ

0            -16,3334      -16,30831     -16,32358
1            -17,24494     -17,14440     -17,20550
2            -17,34958    -17,17364 *    -17,28056
3           -17,42135 *    -17,17001    -17,32276 *
4            -17,42124     -17,09449     -17,29307

* A ordem da defasagem selecionada pelos criterios.

AIC = criterio de informacao de Akaike; SC = criterio
de informacao de Schwarz; HQ = criterio de informacao
de Hannan-Quinn.

Fonte: Elaborada pelos autores.

TABELA 4
TESTE DE CAUSALIDADE DE GRANGER PARA O GRUPO ERJ

HIPOTESE NULA          ESTATISTICA-F

RRTS nao causa Ribov     1,7351 1
Ribov nao causa RRTS     73,6876 *
RHS nao causa Ribov       0,55953
Ribov nao causa RHS      190,909 *
RHS nao causa RRTS        2,27686
RRTS nao causa RHS       71,0500 *

* Teste significativo no nivel de significancia de 10%.

Fonte: Elaborada pelos autores.

TABELA 5
TESTE DE CAUSALIDADE DE GRANGER PARA O GRUPO G4

HIPOTESE NULA         ESTATISTICA-F

Ribov nao causa RDJ      0,97611
RDJ nao causa Ribov     4,05968 *
RRTS nao causa RDJ       0,10308
RDJ nao causa RRTS      62,2703 *
RHS nao causa RDJ       7,15883 *
RDJ nao causa RHS        99,4420

* Teste significativo no nivel de significancia de 10%.

Fonte: Elaborada pelos autores.

TABELA 6
CRITERIO DE SELECAO DA ORDEM DA
DEFASAGEM PARA O GRUPO G4

DEFASAGEM       AIC           SC            HQ

0            -20,34783     -20,81431     -20,33468
1            -20,78214    -20,61457 *    -20,71641
2            -20,83629     -20,53468    -20,71798 *
3           -20,84991 *    -20,41425     -20,67902
4            -20,83726     -20,26755     -20,61378

* A ordem da defasagem selecionada pelos criterios.

AIC = criterio de informacao de Akaike; SC = criterio
de informacao de Schwarz; HQ = criterio de
informacao de Hannan-Quinn.

Fonte: Elaborada pelos autores.

QUADRO 1
MERCADOS ANALISADOS E BOLSAS COM SEUS INDICES E SUAS SIGLAS

PAIS             BOLSA       INDICE       SIGLA

Brasil           Sao Paulo   Ibovespa     Ibov
Russia           Moscou      RTS Index    RTS
China            Hong Kong   Hang Seng    HS
Estados Unidos   Nova York   Dow Jones    DJ
Japao            Toquio      Nikkei-225   NIK
Reino Unido      Londres     FTS-100      FTS

Fonte: Elaborada pelos autores.
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Author:Farias, Hiron Pereira; Safadi, Thelma
Publication:Revista de Administracao Mackenzie
Geographic Code:9INDI
Date:Mar 1, 2010
Words:6010
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