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Governança em estruturas proprietárias concentradas: novas evidências para o Brasil

1. INTRODUÇÃO A questão da separação entre propriedade e controle pode prejudicar o desempenho da empresa. Estruturas de propriedade mais concentradas possivelmente sejam mais efetivas para dirimir esse problema, mas também podem facilitar a expropriação de acionistas minoritários. Em compensação, existe pouca evidência de que essa separação venha diminuindo ao longo do tempo.

Holderness, Kroszner e Sheehan (2000) investigaram como o nível da estrutura de propriedade se desenvolveu desde 1935 até 1995 e identificaram que, ao contrário do que se esperava, a relação propriedade-controle é maior do que era antigamente. Então, o que explicaria essa dicotomia? O impacto do sistema de governança corporativa sobre o desempenho da firma é ambíguo. Grandes acionistas preocupam-se com o problema de agência, pois têm interesse na maximização da riqueza e um controle suficiente sobre os ativos das firmas para que seus interesses sejam respeitados. Nesse caso, era esperado que o desempenho aumentasse com a estrutura de propriedade concentrada. No entanto, se a concentração de propriedade cresce em grandes proporções, os proprietários ganham controle completo e podem tornar-se ricos o suficiente para preferir usar a firma para gerar benefícios privados do controle que não são divididos com os acionistas minoritários, gerando efeitos prejudiciais no desempenho (Destefanis & Sena, 2007).

Nesse contexto, La Porta, Lopez-de-Silanes, Shleifer e Vishny (1998) classificam quatro diferentes tipos de leis referentes à proteção legal dos acionistas, que influenciam significativamente a estrutura de propriedade.

Países com leis comuns (como Estados Unidos, Reino Unido, entre outros) possuem mais proteção aos acionistas, fazendo com que existam menos expropriações de minoritários; já países com leis civis francesas (como Brasil, Bélgica, França, entre outros), germânicas (como Japão, Alemanha, Áustria, entre outros) e escandinavas (como Dinamarca, Finlândia, Suíça, entre outros) possuem menos proteção para os acionistas, fazendo com que se facilite a expropriação de minoritários. Como resultado, esses países acabam tendo mercados de capitais menores e menos desenvolvidos (La Porta, Lopez-de-Silanes, Shleifer & Vishny, 1997).

Essa é uma questão pertinente do ponto de vista acadêmico, pois a descoberta da forma com que a estrutura de propriedade é desenhada pode influenciar os resultados da empresa, auxiliando de várias maneiras a obter um ponto ótimo entre essas duas variáveis. No entanto, o grande impasse está em como identificar o desempenho da empresa. Belkaoui e Pavlik (1992), assim como Hitt e Ireland (1986), usaram como variável dependente, representando o desempenho da empresa, o logaritmo da receita ou a capitalização de mercado. Em seu estudo, Frydman, Gray, Hessel e Rapaczynski (1999) consideraram a lucratividade como medida de eficiência. Megginson, Nash e Randenborgh (1994) indicaram essa medida por meio da receita da empresa dividida pelo número de funcionários. No entanto, esses autores negligenciam o fato de que o foco estratégico de uma organização é sua função operacional, ou seja, o processo de transformar inputs em outputs (Sheu & Yang, 2005).

O uso da eficiência técnica para mensurar o desempenho das empresas, segundo Destefanis e Sena (2007), pode ser justificado de várias maneiras: •em mercados de capitais pouco desenvolvidos, pode impedir a utilização de medidas de desempenho baseadas em preços das ações, partindo do pressuposto que esses mercados não refletem completamente as informações disponíveis; •onde há separação entre capital e controle, os administradores têm incentivos a investir em projetos que gerem poder e prestígio, mas que podem não gerar acréscimo algum na produtividade. Esse comportamento será refletido diretamente na redução da eficiência técnica; •na literatura econômica, vários autores já comprovaram a existência de uma relação substancialmente grande entre estrutura de propriedade e eficiência (Jensen & Meckling, 1976; Belkaoui & Pavlik, 1992); •para Zheka (2005), a eficiência técnica é uma proxy útil, porque representa uma única medida agregada da utilização de fatores de inputs para produzir os outputs desejados, relativa a fronteira eficiente, possibilitando ir à raiz do problema de governança corporativa e, especificamente, ao uso ineficiente dos recursos, que usualmente não é observado por investidores, acionistas e governos.

De acordo com esse pressuposto, no presente artigo o objetivo é analisar a influência da estrutura de propriedade na eficiência das empresas de capital aberto brasileiras, em que é identificada maior concentração de ações em um grupo restrito de pessoas.

O estudo oferece uma contribuição empírica significativa para o campo de finanças corporativas, identificando condições particulares do estudo de estrutura de propriedade no Brasil em que é identificada uma concentração maior de ações. No trabalho, unem-se técnicas de otimização estática por meio de análise envoltória de dados (Data Envelopment Analysis - DEA) ao longo de 16 anos para identificar a eficiência das empresas de capital aberto, com dados em painel por Generalized Method of Moments (GMM - Método dos Momentos Generalizados), para identificar a influência da estrutura de propriedade na eficiência das empresas, complementando estudos prévios que consideram somente os outputs como medidas de eficiência.

A estrutura do trabalho está dividida em cinco partes, sendo esta introdução a primeira delas. Após, é feita uma revisão de literatura evidenciando as principais contribuições dos autores a respeito do tema, seguida da metodologia aplicada no estudo. Por fim, são apresentados os resultados alcançados, assim como as conclusões, contribuições e limitações do estudo.

2. ESTRUTURA DE PROPRIEDADE: CONCEPÇÕES E HIPÓTESES A estrutura de propriedade (forma em que é distribuído o capital da empresa relativo aos votos e ao grau de concentração dos proprietários do capital) é considerada como um importante mecanismo de governança corporativa. Esse mecanismo difere significativamente entre países por causa das disparidades nacionais nas estruturas de propriedade e composições do conselho, exercendo a propriedade grande influência nessa composição e, por consequência, no desempenho da empresa (Harris & Raviv, 1988; Li, 1994).

De acordo com esse pressuposto, a seção foi dividida em duas partes para melhor explicitar os aspectos peculiares da estrutura de propriedade, são elas: propriedade e eficiência em estruturas dispersas e propriedade e eficiência em estruturas dominantes e concentradas.

2.1. Propriedade e eficiência em estruturas dispersas Existem alguns países em que a estrutura de propriedade é bastante dispersa, ou seja, os acionistas majoritários geralmente não possuem mais do que 20% das ações das empresas. Holderness e Sheehan (1988) e La Porta, Lopez-de-Silanes e Shleifer (1999) argumentam que esse tipo de estrutura é benéfico devido ao fato de diminuir a possibilidade de expropriação dos acionistas minoritários pelos majoritários. Essas questões podem ser atenuadas dependendo da proteção legal dos acionistas existente nos países. A seguir são descritos estudos favoráveis à propriedade em estruturas dispersas.

Comparando a estrutura de propriedade em 34 países, Foley e Greenwood (2010) identificaram que, após a Initial Public Offering (IPO - oferta pública inicial), as firmas em países com proteção efetiva dos investidores são mais propensas a diminuir a concentração de propriedade, o que ocorre em resposta às oportunidades de crescimento da empresa. Já em empresas em que a proteção para os investidores é fraca, esse resultado não é encontrado, principalmente pelo risco de expropriação dos acionistas minoritários.

Analisando a relação entre desempenho da firma, mensurado por meio do Q de Tobin, e propriedade na Bélgica (lei civil, fraca proteção aos investidores minoritários), Hamadi (2010) encontrou uma relação negativa entre essas duas variáveis, evidenciando que a fraqueza das leis de proteção aos acionistas pode influenciar negativamente o desempenho das empresas, como preconizado por La Porta et al. (1998).

Nesse mesmo contexto, ao analisar a concentração e propriedade na Rússia, Filatotchev, Kapelyushnikov, Dyomina e Aukutsionek (2001) identificaram que a concentração é negativamente associada ao desempenho das empresas. Esse resultado é consistente com o pressuposto de que as leis que protegem os acionistas minoritários não são adequadas nesse país. Miguel, Pindado e La Torre (2004) e Kirchmaier e Grant (2006) identificaram a mesma relação negativa na Espanha e no continente europeu, respectivamente. Johnson, La Porta, Lopez- de-Silanes e Shleifer (2000) identificaram que a expropriação dos acionistas minoritários também ocorre em países desenvolvidos com leis civis germânicas e francesas.

Mesmo sendo incomum, a expropriação pode acontecer em países com sistema da proteção forte, dado que Anderson e Reeb (2003) encontraram indícios de expropriação em empresas com estruturas familiares (geralmente mais concentradas) dos Estados Unidos. Gedajlovic e Shapiro (1998) identificaram uma relação negativa entre estrutura de propriedade e desempenho em empresas dos Estados Unidos e do Reino Unido. Attig (2007), Bozec e Bozec (2007) e Bozec (2008) encontraram os mesmos resultados para o Canadá, evidenciando que pequenos investidores são vulneráveis à expropriação em grandes empresas. Esses autores comprovam que, mesmo em países com proteção legal forte, as estruturas dispersas podem gerar ineficiências.

Lin, Ma, Malatesta e Xuan (2011) mostraram que o excesso de controle gerado pela concentração pode afetar negativamente o valor da empresa devido à incidência de tunneling (transações com benefícios privados) e atividades de risco moral. Lin, Ma e Su (2009) identificaram que a relação entre propriedade e eficiência tem o gráfico em forma de U na China, devido à existência de tunneling por parte do acionista majoritário.

Outra questão bastante pertinente é a profissionalização da estrutura de propriedade. Silveira (2004) identificou que a estrutura de propriedade influencia a qualidade da governança corporativa. Especificamente, encontrou uma relação negativa significante entre o excesso de direito de voto em posse do acionista controlador e a qualidade da governança, mostrando que administrações mais profissionalizadas, geralmente mais pulverizadas, possuem melhor qualidade e que a concentração da decisão em uma só pessoa, ou em uma só família, gera ineficiências.

Analisando a evolução da estrutura de propriedade nas empresas de capital aberto do Brasil, Aldrighi e Mazzer (2007) identificaram que famílias preponderam entre os acionistas últimos majoritários (54,7%), seguidas de investidores estrangeiros (18,4%), governo (7,5%) e fundos de investimento (5,2%); os fundos de pensão representam apenas 2,0%. Os resultados encontrados pelos autores mostram a incipiência do mercado de capitais no Brasil, devido principalmente à alta concentração de propriedade das empresas nas mãos de um só acionista (em torno de 51% do capital e quase 73% dos direitos de votos) e indícios de expropriação de minoritários, evidenciando a falta de profissionalização das empresas brasileiras. Andrade e Rossetti (2006) também identificaram essa inexpressividade do mercado de capitais brasileiro, mostrando que o conflito predominante é entre majoritários e minoritários, já que, pela concentração da propriedade e pela sobreposição com a gestão, são menos expressivos os conflitos de agência. Também identificaram que apenas 20% das empresas consideram sistematicamente os interesses dos minoritários, por ser a proteção legal a eles fraca.

A partir desses pressupostos, a seguinte hipótese é formulada: Hipótese 1 - A estrutura de propriedade concentrada é negativamente relacionada com a eficiência no Brasil devido à maior possibilidade de expropriação dos acionistas minoritários e à menor profissionalização na empresa.

2.2. Propriedade e eficiência em estruturas dominantes e concentradas Ao contrário do que ocorre nas estruturas dispersas, a propriedade em estruturas dominantes e concentradas pode diminuir, segundo Jensen e Meckling (1976), o problema de agência. A seguir são descritos estudos favoráveis à propriedade em estruturas dispersas.

Oswald e Jahera (1991), Cole e Mehran (1998), Thomsen e Pedersen (2000) e Hotchkiss e Strickland (2003) identificaram que a estrutura de propriedade está diretamente relacionada com o desempenho da empresa; Khorana, Servaes e Wedge (2007) mostraram que, nos fundos de investimento dos Estados Unidos, o desempenho da empresa aumenta três pontos percentuais para cada aumento em um ponto percentual na estrutura de propriedade. Joh (2003), Kapopoulos e Lazaretou (2007), Kaserer e Moldenhauer (2007), Ganguli e Agrawal (2009) e Mandaci e Gumus (2010) encontraram os mesmos resultados para empresas coreanas, gregas, alemãs, indianas e turcas, respectivamente. Por meio de um experimento natural, Giannetti e Laeven (2009) também identificaram uma relação positiva entre propriedade e eficiência na Suécia, utilizando fundos de pensão como instrumento exógeno.

Morck, Shleifer e Vishny (1989) e Ng (2005) identificaram uma relação não monotônica entre essas variáveis nos Estados Unidos e na Ásia, respectivamente.

O valor da empresa no mercado (Q de Tobin) aumenta quando a concentração é baixa, declina no ponto intermediário e volta a crescer à medida que a propriedade se torna mais concentrada. Já Tian e Twite (2011) encontraram uma associação fraca entre estrutura de propriedade e eficiência produtiva na Austrália.

Loderer e Martin (1997) e Ang, Cole e Lin (2000) confirmaram as predições de Jensen e Meckling (1976), afirmando que os custos de agência são maiores entre firmas que não são concentradas e esses custos aumentam à medida que as ações dos executivos diminuem. Nesse mesmo contexto, Bruton, Filatotchev, Chahine e Wright (2010) identificaram que estruturas de propriedade concentradas aumentam o desempenho das empresas em IPOs.

De acordo com esse contexto, a seguinte hipótese é formulada: Hipótese 1A (Alternativa) - As estruturas de propriedade dominantes e concentradas são positivamente relacionadas com a eficiência, pois geram maior monitoramento e diminuem os problemas de agência.

3. ASPECTOS METODOLÓGICOS Para analisar a influência da estrutura de propriedade na eficiência das empresas de capital aberto brasileiras, a seguir serão relatados os passos para o desenvolvimento do trabalho.

3.1. Coleta de dados São utilizados dados secundários extraídos de bancos de dados específicos do Brasil. Os dados básicos relacionados a estrutura de propriedade, balanço patrimonial, Demonstração do Resultado do Exercício (DRE), entre outros, foram extraídos do Economática. Já os referentes ao número de funcionários foram extraídos dos sites das empresas, do Portal Exame e da Security Exchange Comission (SEC).

3.2. Abrangência O presente trabalho abrange as empresas de capital aberto brasileiras que possuem ações ordinárias negociadas na Bolsa de Valores de São Paulo (Bovespa), devido ao fato de que, na análise de estrutura de propriedade, as ações mais representativas são as que dão direito a voto, ou seja, as que podem influenciar nas decisões e, consequentemente, na eficiência das empresas.

3.3. Amostra Os dados coletados são em base anual, nos anos de 1995 a 2010, constituindo uma amostra de 515 empresas ou 8.250 empresas-ano.

3.4. Software Os dois software utilizados foram: DEA-Solver-Pro® - software desenvolvido por Cooper, Seiford e Tone (2006) e específico para o cálculo da DEA (Análise Envoltória de Dados); e Stata SE® - software utilizado para o cálculo das regressões econométricas do estudo.

3.5. Análise dos dados A análise dos dados é realizada em duas etapas, descritas na sequência.

3.5.1. Cálculo da eficiência relativa das empresas A primeira etapa é constituída pelo cálculo da eficiência relativa das empresas de capital aberto brasileiras por meio da DEA (Data Envelopment Analysis) adaptado do modelo de Farrell (1957) e Ehrlich, Gallais-Hamonno, Liu e Lutter (1994), em que são considerados dois tipos de variáveis de input: capital - estoque de capital (tangibilidade dos ativos), investimento (duas medidas de gastos com investimento de capital, uma baseada nas vendas e outra nos ativos totais) e capital de giro; e trabalho - Log do número de funcionários. Somente é considerado um tipo de variável de output: resultado - Retorno sobre o Ativo (ROA), Retorno sobre o Patrimônio (ROE) e Retorno sobre as Vendas (ROS). As fórmulas utilizadas no estudo constam na Figura_1.

O modelo utilizado no estudo é o Slack Based Model (SBM), pois corrige os problemas decorrentes dos demais modelos considerando retornos constantes de escala (CCR) e retornos variáveis de escala (BCC), que podem considerar uma Unidade de Tomada de Decisão (Decision Making Unit - DMU) eficiente apesar de apresentar excessos de inputs e faltas de outputs (Tone, 2001). Para o cálculo da DEA, são necessárias três etapas, descritas a seguir: •as variáveis são winsorizadas, ou seja, é gerada uma nova variável idêntica à anterior, exceto pelos valores extremos inferiores e superiores. Foi convencionado utilizar 5% na winsorização; •é aplicado o teste de correlação e, caso existam variáveis altamente relacionadas, uma delas é retirada do estudo; •as variáveis são separadas por ano e por indústria, gerando 208 análises (16 anos e 13 tipos diferentes de indústria).

Essa medida foi tomada, pois, como a DEA é um cálculo da eficiência relativa (é eficiente com relação às outras empresas que estão contidas na amostra), não poderiam ser comparadas empresas com elas mesmas nos anos anteriores nem empresas que pertencem a indústrias diferentes, cujas medidas, padrões e convenções são totalmente díspares. O índice gerado constitui a eficiência relativa das empresas e é usado como variável dependente na regressão.

3.5.2. Análise da influência da estrutura de propriedade na eficiência Para verificar a influência da estrutura de propriedade na eficiência das empresas, é utilizado o modelo de dados em painel não balanceado por GMM, ferramenta que considera uma dada amostra de indivíduos ao longo do tempo e possibilita observações múltiplas de cada indivíduo na amostra.

No caso, foi aplicado o modelo dinâmico (que considera a variável dependente defasada como explicativa) e em diferenças (GMM-Sys). Os instrumentos utilizados são as próprias variáveis defasadas, conforme proposto por Almeida, Campello e Galvão (2010). Quando existem mais de três observações por unidade cross-sectional, instrumentos adicionais estão disponíveis. De acordo com Bond (2002), caso o modelo tenha T > 3 e o termo de erro do modelo em primeiras diferenças apresente correlação serial de primeira ordem (supondo que os termos de erros nas equações em nível sejam não correlacionados), os estimadores OLS (Mínimos Quadrados Ordinários) e 2SLS (Mínimos Quadrados em dois estágios) não são assintoticamente eficientes mesmo que o conjunto completo de instrumentos seja utilizado. Nesse caso, segundo Bond (2002), o GMM, desenvolvido por Hansen (1982), provê uma estrutura conveniente para obtenção de estimadores assintoticamente eficientes, como no caso do GMM em diferenças (GMM-Dif) e o GMM sistêmico (GMM-Sys). Teoricamente, a diferença entre os dois estimadores está nas condições de momento utilizadas por estimador que, por sua vez, implicam um conjunto menor ou maior de instrumentos disponíveis nas referidas abordagens. As condições de momento dependem de suposições quanto à condição inicial das séries do modelo. Assim, o conjunto de instrumentos disponível no estimador GMM-Sys é maior e permite estimativas mais precisas em certos contextos, porém as suposições acerca das condições iniciais são mais restritivas. Nesse caso, supõe-se que as condições iniciais satisfazem a propriedade de estacionariedade na média, de forma que as séries possuam média constante para cada indivíduo i. Essa suposição de estacionariedade na média implica que para i = 1, 2, ..., N, a qual, por sua vez, dada a estrutura autorregressiva do modelo e a suposição de que [/img/revistas/rausp/v49n2/09s2.jpg] para i = 1, 2, ..., N e t = 3, 4, ..., T, implica as seguintes T - 2 condições de momento não redundantes: [/img/revistas/rausp/v49n2/09s3.jpg] para i = 1, 2, ..., N e t = 3, 4, ..., T, adicionais àquelas especificadas para as equações em primeiras diferenças. Assim, no caso do GMM-Sys, além dos instrumentos disponíveis para o estimador GMM-Dif, as variáveis em diferenças podem ser utilizadas como instrumentos para as equações em nível. O estimador GMM-Sys tem muito menor viés de amostras finitas e muito maior precisão quando é necessário estimar parâmetros autorregressivos usando séries com alta persistência, sendo mais indicado para a análise (Bond, 2002). Por fim, conforme Bond (2002), investigar as propriedades das séries temporais das séries individuais é altamente recomendável quando se usam estimadores GMM para modelos de painel dinâmico. O modelo dinâmico é obtido utilizando a variável endógena defasada como explicativa do modelo. No caso, os ganhos de eficiência permitidos pela condição de homocedasticidade são reduzidos com a análise de painéis dinâmicos, podendo ser dispensada a referida condição, por possuir um pressuposto mais robusto (Mátyás, 1999).

Para realizar a análise, são aplicados os seguintes testes: teste de correlação; teste Arellano e Bond (1991), que testa a existência de correlação serial; teste de sobreidentificação de Hansen J (1982); e teste Qui-quadrado (χ2). Assim como na análise da DEA, as variáveis são winsorizadas a 5%. A Equação [4] apresenta a variável dependente, assim como as variáveis independentes do modelo.

[/img/revistas/rausp/v49n2/09s4.jpg] em que E representa a eficiência das empresas;αé o intercepto;γ,δeθsão os coeficientes das variáveis; Zit são as variáveis referentes à estrutura de propriedade; Wit são as dummies do modelo; Cit representa as variáveis de controle; EFind representa os efeitos fixos industriais; EFtemp representa os efeitos fixos temporais; eεit representa o termo de erro.

Com relação à estrutura de propriedade, são utilizadas as seguintes variáveis: estrutura de propriedade do acionista principal ordinário; estrutura de propriedade dos três primeiros acionistas ordinários; estrutura de propriedade dos cinco primeiros acionistas ordinários. Essas variáveis serão utilizadas separadamente por apresentarem uma correlação muito alta entre elas. São utilizadas as estruturas de propriedades dos três e dos cinco principais acionistas, pois, segundo Laeven e Levine (2008), um terço das empresas europeias possui múltiplos grandes acionistas, cujo valor de mercado difere das empresas que possuem dispersão ou concentração de ações, mostrando a necessidade de analisar não só o acionista principal, mas também os demais majoritários. Na literatura, conforme evidenciado na revisão, essas variáveis podem ter um efeito tanto positivo quanto negativo. La Porta et al. (1999) argumentam que estruturas dissipadas são benéficas para a eficiência da empresa, principalmente em países com fraca proteção legal, devido ao fato de diminuírem a possibilidade de expropriação dos acionistas minoritários pelos majoritários, corroborando a hipótese 1. Contrários a esse argumento, Jensen e Meckling (1976) afirmam que estruturas dominantes e concentradas são mais eficazes, pois podem diminuir o problema de agência, corroborando a hipótese 1A.

Algumas outras variáveis podem afetar os resultados e, por esse motivo, foram acrescentadas as seguintes dummies: •controle acionário de pessoa física - esta variável pode ter um efeito ambíguo. Para Holderness (2009), as empresas que possuem como acionista principal pessoa física, geralmente são fundadas por famílias que passam de geração para geração a propriedade. Essa estabilidade faz com que o empenho pela busca da eficiência seja maior, contribuindo positivamente para a eficiência. Em compensação, Lemmon e Lins (2003) afirmam que, quando existem famílias no poder, geralmente as estruturas são mais concentradas, facilitando a expropriação de acionistas minoritários e podendo gerar um efeito negativo na eficiência; •estruturas piramidais - também possuem um efeito ambíguo. Masulis, Pham e Zein (2011) identificaram que essas estruturas aliviam as restrições financeiras ao nível de país e ao nível de firma em países com disponibilidade limitada de capital, trazendo benefícios para a empresa. Já Bertrand, Mehta e Mullainathan (2002) identificaram possibilidades de expropriação dos acionistas minoritários e diminuição da eficiência nas empresas com estruturas piramidais; •controle acionário público - Boubakri e Cosset (1998) identificaram aumentos significativos em lucratividade, eficiência operacional, gastos com investimento de capital, produto, nível de emprego e dividendos em empresas após a privatização, mostrando que empresas estatais são menos eficientes; •controle acionário estrangeiro - o controle estrangeiro possui uma relação controversa com a eficiência das empresas, pois, ao mesmo tempo em que a distância pode prejudicar o andamento dos negócios por não se poder realizar um monitoramento substancial das atividades da empresa (Gaspar & Massa, 2007), o controle estrangeiro pode dificultar os benefícios privados de controle e aumentar receitas das empresas por terem maiores comprometimento e envolvimento de longo prazo (Park & Chung, 2007); •takeover - geralmente uma empresa que muda sua propriedade principal está passando por dificuldades e uma nova propriedade acionária pode trazer recursos e esforços para melhorar seu desempenho (Stulz, Walkling & Song, 1990); •acordo de acionistas - também gera um efeito ambíguo. Bennedsen and Wolfenzon (2000) mostraram que a diluição do poder entre grandes acionistas pode ser benéfica para a empresa, pois pode gerar coalizões para obter o controle da empresa e, assim, gerar mais fluxo de caixa sem haver muita divergência entre as partes. Já Zwiebel (1995) argumenta que grandes investidores podem criar o próprio espaço, formando blocos de acionistas grandes o suficiente para dissuadir outros blocos de investidores de serem criados, gerando um efeito negativo no desempenho da empresa.

Com relação às variáveis de controle, foram inseridas na equação as seguintes medidas: tamanho; receita líquida e ativo total; alavancagem; efeitos fixos da indústria; e efeitos fixos temporais (ver Figura_1).

4. ANÁLISE DOS RESULTADOS Esta seção é dividida em quatro partes para melhor explicitar os resultados alcançados: estatística descritiva e correlação; análise geral da influência da estrutura de propriedade na eficiência; análise setorial da influência da estrutura de propriedade na eficiência; e teste de robustez.

4.1. Estatística descritiva e correlação Antes de realizar-se a análise dos resultados, é necessário verificar a correlação entre as variáveis e a estatística descritiva (Tabela_1). Como era previsto, foi identificada uma correlação forte (acima de 0,7) entre as variáveis MCV (maior acionista principal com voto), TCV (três maiores acionistas principais com voto) e CCV (cinco acionistas principais com voto), e entre a receita, o ativo total e o patrimônio líquido. Nenhuma dessas variáveis é utilizada na mesma regressão, para não haver problemas de multicolinearidade.

Por motivos de síntese, a tabela de correlação foi suprimida.

Depois de verificada a correlação entre as variáveis, é feita uma análise da estatística descritiva do modelo geral. Como se pode observar na Tabela_1, após aplicar a winsorização, as variáveis referentes à eficiência e à estrutura de propriedade apresentam médias e medianas muito próximas. Em média, as empresas brasileiras são eficientes em 56,68%, o acionista principal com direito a voto (MCV) possui, em média, 58,74% das ações da empresa, evidenciando estruturas altamente concentradas, e os três e os cinco principais acionistas com direito a voto possuem, em média, 80,41 e 84,37% das ações da empresa, destacando a importância de levar-se em consideração mais acionistas na análise, para evitar muitas distorções que poderiam ocorrer caso somente o primeiro acionista fosse considerado. Nesse caso, a variância e o desvio padrão foram significativos, evidenciando a necessidade de utilizar logaritmo nessas variáveis.

Na alavancagem, é percebida uma disparidade grande entre a média e a mediana, mostrando que, nessa variável, também deve ser aplicado logaritmo neperiano. Na análise, as empresas são alavancadas, em média, 2,85 vezes, ou seja, para cada R$ 1,00 de patrimônio líquido, essas empresas endividam-se no curto e no longo prazo em torno de R$ 2,85. Tratando-se de Q de Tobin, as empresas, em média, possuem um valor de mercado que supera em 50% o valor patrimonial.

Por fim, as variáveis de controle referentes ao tamanho das empresas (receita líquida, ativo total e patrimônio líquido) apresentaram padrões similares e uma proximidade grande entre a média e a mediana (depois de aplicado logaritmo neperiano). A variabilidade e o desvio padrão também foram pequenos.

4.2. Análise geral da influência da estrutura de propriedade na eficiência Para verificar a consistência dos resultados, foi aplicado o teste de Arellano e Bond (1991) [ABond AR(1) e ABond AR(2)], cuja análise é evidenciada na Tabela 2. Em grande parte das análises, rejeita a hipótese nula de ausência de correlação serial nos resíduos de primeira ordem e não rejeita a hipótese para segunda ordem. Portanto, o modelo apresenta correlação serial de ordem 1, pressuposto importante para a validade dos instrumentos baseados em defasagem dos regressores, como o caso do GMM-Sys usado na análise.

Na Tabela_2, é evidenciada a análise da influência do acionista principal, dos três e dos cinco principais acionistas na eficiência. Para garantir a robustez dos resultados, foram calculadas três regressões para cada modelo, inserindo-se variáveis de controle para analisar se os resultados se mantêm significativos.

Na parte inferior da tabela, é apresentado o teste de sobreidentificação de Hansen J (1982), para mostrar que, em todas as análises, não é rejeitada a hipótese nula, indicando que os instrumentos aparentemente não são correlacionados com o termo de erro da regressão. No Teste Qui-quadrado (χ2), é rejeitada a hipótese nula, indicando que as frequências observadas não são diferentes das frequências esperadas, ou seja, existe associação entre os grupos de variáveis.

Em todas as análises apresentadas, a propriedade do acionista principal influencia negativamente a eficiência em um período posterior, com um nível de significância de 1% nas regressões 1 e 6; com um nível de significância de 5% nas regressões 2, 3, 4, 7 e 9; e com um nível de significância de 10% nas regressões 5 e 8. O fato de a variável explicativa ser defasada em um período é bastante lógico pelo fato de que uma mudança na estrutura de propriedade somente repercutirá na eficiência em um período posterior, até porque os dados analisados são consolidados anualmente, expondo o reflexo dessa mudança somente no outro ano. Nos resultados, mostra-se que a mudança em 1% da estrutura de propriedade do acionista principal afeta negativamente a eficiência de 0,49 a 1,15%. Em termos econômicos, considerando um desvio padrão que varia de 0,23 a 0,39, o aumento de 1% na propriedade do acionista principal diminui de 0,11 a 0,45% a eficiência das empresas.

Em termos de variáveis de controle, as relativas ao tamanho (ativo total e receita líquida), que não foram colocadas na mesma regressão por apresentarem correlação muito alta, mostraram-se negativamente relacionadas com a eficiência, mas nas regressões 6 e 9, somente, mostraram-se significativas ao nível de 10 e 5%, respectivamente. Esse resultado está em compasso com Klapper e Love (2004), os quais afirmam que o efeito do tamanho sobre a governança pode ser negativo, pois geralmente nas maiores empresas ocorrem mais problemas de agência (devido à maior dificuldade de monitoramento), exigindo a busca de mecanismos de governança mais eficazes.

A variável referente à alavancagem apresentou-se negativa e significativamente relacionada com a eficiência ao nível de 1% pois, de acordo com Boubakri e Cosset (1998), existe uma tendência de que haja diminuição na alavancagem à medida que aumenta a eficiência, porque o aumento do endividamento pode dificultar a alocação eficiente dos recursos.

O fato de existir acordo de acionistas na empresa, conforme a análise, afeta positivamente a eficiência em 1,10 e 1,06%. Em termos econômicos, considerando- se um desvio padrão de 0,49 a 0,52, o aumento de 1% na existência de um acordo de acionistas na empresa, aumenta em 0,54 e 0,55%, respectivamente, a eficiência das organizações. Essa inferência está em compasso com Aldrighi e Mazzer (2007), os quais afirmam que os acordos de acionistas garantem o controle em uma fração substancial das empresas que dispõem deles, fazendo com que o acionista principal não seja tão soberano sobre as decisões que afetam a eficiência da empresa, diminuindo os benefícios privados focados em uma só pessoa e afetando positivamente o desempenho da empresa. Por fim, foram utilizadas dummies temporais e industriais em todas as regressões, contemplando as particularidades setoriais e condições de cada ano abrangido na análise.

Nas regressões 3, 6 e 9, foram testadas as dummies referentes ao fato de o acionista principal ser pessoa física (PF), à existência de estrutura piramidal (EP), controle acionário estatal (CAP) e estrangeiro (CAE) e takeover (TO).

Praticamente em nenhuma variável se apresentou relação significativa com a eficiência, com exceção do takeover nas regressões 3 e 9, que foi negativa e significativamente relacionada com a eficiência em 0,57 e 0,49%, ao nível de 10%. Em termos econômicos, considerando um desvio padrão de 0,30 para as duas análises, o aumento de 1% na existência de takeovers nas empresas aumenta em 0,17 e 0,15%, respectivamente, a eficiência delas. Esse resultado vai contra os estudos de Stulz, Walkling e Song (1990), os quais identificaram que, quando existe um takeover, os ganhos da empresa que está sendo adquirida estão diretamente relacionados com a estrutura de propriedade.

A variável dependente defasada, nas regressões 5, 8, 15 e 17, apresentou-se positiva e significativa ao nível de 10% nas duas primeiras e 5% nas duas últimas, mostrando que a eficiência em um período anterior a afeta positivamente em um período futuro.

4.3. Análise setorial da influência da estrutura de propriedade na eficiência Com a finalidade de verificar se a influência da estrutura de propriedade na eficiência muda dependendo do setor de atividade em que a empresa está inserida, foi realizada análise separada nos 13 setores classificados anteriormente na análise da DEA. Para identificá-los, foram utilizados os mesmos critérios do Economática, que classifica 21 setores diferentes, alguns deles rearranjados por critério de homogeneidade, ficando, assim, dispostos: •finanças e seguros; •construção; •siderurgia, metalurgia e mineração de produtos metálicos; •prestação de serviços; •alimentos e bebidas; •indústria de veículos, máquinas, peças e eleletroeletrônicos; •telecomunicações; •têxtil; •química, petróleo e gás; •celulose, agro, pesca e mineração de produtos não metálicos; •comércio; •administração de empresas e empreendimentos; •energia elétrica.

Nessa análise, também foi considerado o modelo de eficiência relacionado à estrutura de propriedade do acionista principal, dos três principais acionistas e dos cinco principais acionistas, que são apresentados resumidamente na Tabela 3. Foram consideradas todas as variáveis do modelo geral assim como aplicados todos os testes, os quais foram, porém, suprimidos da tabela por motivos de síntese.

Como pode ser percebido na Tabela_3, o setor de finanças e seguros (1) apresentou um resultado dúbio, em que a mudança de 1% na propriedade afeta positivamente a eficiência em 0,68% ao nível de significância de 10%, considerando-se somente o acionista principal, e afeta negativamente a eficiência em 2,13% ao nível de 1%, considerando-se os cinco principais acionistas. Em termos econômicos, considerando-se um desvio padrão de 0,41, o aumento de 1% na propriedade do acionista principal aumenta em 0,28% a eficiência das empresas nesse setor. Já para os cinco principais acionistas, com um desvio padrão de 0,54, o aumento de 1% na estrutura de propriedade diminui em 1,15% a eficiência das empresas. No setor de construção (2) é evidenciada uma relação positiva entre estrutura de propriedade e eficiência, mostrando que a mudança em 1% na propriedade do acionista principal afeta positivamente a eficiência em 0,52% ao nível de 1%. Em termos econômicos, a um desvio padrão de 0,19, essa mudança afeta positivamente a eficiência em 0,10%.

No setor de siderurgia, metalurgia e mineração de produtos metálicos (3), nos resultados evidenciou-se uma relação positiva significativa entre propriedade e eficiência nas análises com três e com cinco acionistas principais, em que o aumento de 1% da propriedade influencia em 2,11% a um nível de 10 e 2,09% a um nível de 5%, respectivamente. Em termos econômicos, a um desvio padrão de 1,14 e 0,86, a estrutura de propriedade, nessas análises, influencia positivamente a eficiência em 2,41% e 1,81%.

No setor de prestação de serviços (4), essa relação positiva foi encontrada em todas as análises, em que o aumento de 1% na propriedade do acionista principal, três e cinco acionistas principais afeta positivamente a eficiência, respectivamente, em 0,88% ao nível 5%, em 1,10% ao nível de 5% e em 7,53% ao nível de 1%. Em termos econômicos, a um desvio padrão de 0,42, 0,55 e 1,55, a mudança de 1% na propriedade do acionista principal, três e cinco acionistas principais influencia positivamente a eficiência em 0,37%, 0,61% e 11,68%, respectivamente.