Konsesjonssystemet

Hip´otese 1 (H1) Do ponto de vista do risco observado, a probabilidade de vincula¸c˜ao de colateral em opera¸c˜oes de cr´edito ´e maior entre devedores com menor qualidade de cr´edito.

Esta hip´otese est´a de acordo com estudo anterior de Boot, Thakor e Udell (1991) os quais consideram sobre a existˆencia de uma rela¸c˜ao direta entre risco de devedores e requerimentos de colateral, ou seja, admitem que devedores com menor qualidade de cr´edito sejam mais propensos a vincular colateral em opera¸c˜oes de empr´estimos em mercados de cr´edito onde prevalece an´alise de risco com base em dados hist´oricos do tomador, considerando que estes s˜ao pass´ıveis de observa¸c˜ao pelo credor previamente ao estabelecimento de limites operacionais.

Uma aproxima¸c˜ao utilizada para testar esta hip´otese segue JSS, ou seja, ser´a utilizada uma vari´avel dummy, inadt−1, que assume valor um (1) se, de acordo com a base de dados do banco

brasileiro, o empres´ario tem pelo menos um hist´orico anterior de inadimplemento em opera¸c˜oes de cr´edito no momento da concess˜ao de um novo empr´estimo, e zero (0), caso contr´ario.

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Houaiss (2004) define inadimplˆencia como ”n˜ao cumprimento de uma obriga¸c˜ao”. Inobstante a possibilidade de diferen¸ca entre os conceitos de inadimplˆencia e default neste teste emp´ırico estes termos s˜ao utilizados num mesmo sentido, qual seja, tal como definido no cap´ıtulo anterior, uma firma individual ser´a considerada em situa¸c˜ao de default ou inadimplˆencia se ela possui pelo menos uma opera¸c˜ao de empr´estimo com atraso igual ou superior a noventa dias corridos.

Hip´otese 2 (H2) Entre devedores que possuem informa¸c˜ao privada com respeito a qualidade de cr´edito, n˜ao fact´ıvel de observa¸c˜ao pelo credor, a probabilidade de usar colateral ´e maior entre aqueles com maior qualidade de cr´edito.

Esta hip´otese considera sobre a possibilidade de utiliza¸c˜ao de colateral como um mecanismo de sinaliza¸c˜ao do empres´ario para revelar sua qualidade de cr´edito ao banco em mercados financeiros que defrontam-se com o cl´assico problema de sele¸c˜ao adversa e, est´a de acordo com estudos anteriores de Bester (1985), Chan e Kanatas (1985) e Besanko e Thakor (1987a).

Uma aproxima¸c˜ao utilizada para testar esta hip´otese tamb´em segue sugest˜ao de JSS, a qual considera uma vari´avel dummy inadt+1 que assume valor um se, de acordo com a mencionada

base de dados, a empresa individual n˜ao possui um hist´orico de inadimplˆencia em t − 1 e apresenta pelo menos um empr´estimo naquela situa¸c˜ao em t + 1, e zero, caso contr´ario. Ent˜ao, se empres´arios de alta qualidade de cr´edito utilizam colateral para sinalizar esta condi¸c˜ao para obten¸c˜ao de empr´estimos, ´e esperado um sinal negativo para o coeficiente desta vari´avel, considerando que a teoria de colateral prevˆe que devedores com baixa qualidade de cr´edito s˜ao menos prov´aveis de vincular colateral do que aqueles com elevada qualidade de cr´edito.

Por´em, um ponto de d´uvida observado por Jim´enez, Salas e Saurina (2006) no teste desta hip´otese refere-se ao fato de que n˜ao ´e fact´ıvel verificar se a firma individual que atinge default em t+1 pertence ao grupo proveniente da an´alise de risco observado ou ao grupo que det´em informa¸c˜ao privada no momento da contrata¸c˜ao do empr´estimo. Ent˜ao, considerando a possibilidade de um sinal amb´ıguo para o coeficiente de inadt+1, utilizam como proxy para

testar aquele efeito a vari´avel idade da firma com o intuito de identificar devedores pertencentes ao grupo de risco observado e, observam que o sinal positivo obtido para o coeficiente daquela vari´avel ser´a mais relevante em t´ıtulos com maturidade de longo prazo 9_{. Adicionalmente,}

evidenciam que firmas jovens tˆem maior propens˜ao a vincular colateral em opera¸c˜oes de empr´estimos que as mais antigas.

Logo, esta evidˆencia anterior motiva uma aproxima¸c˜ao utilizada neste trabalho para testar esta ambig¨uidade, ou seja, ser˜ao utilizadas vari´aveis dummies, descritas na pr´oxima subse¸c˜ao, com o intuito de verificar se empres´arios que possuem menor experiˆencia empresarial s˜ao mais propensos a sinalizarem sua qualidade de cr´edito, ofertando colateral, do que aqueles com maior experiˆencia empresarial.

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Em fun¸c˜ao deste resultado anterior e de que o teste emp´ırico sob proposta refere-se ao horizonte de tempo de curto prazo esta proxy n˜ao ser´a utilizada neste estudo.

Hip´otese 3a (H3a) A probabilidade de utiliza¸c˜ao de colateral diminui com o tempo de relacionamento de empr´estimos credor-devedor, duration ou dura¸c˜ao para simplificar 10_{, se os}

benef´ıcios daquele relacionamento dominam e, eleva com a mencionada duration se o custo de hold-up problems associado com o relacionamento de empr´estimo domina.

Ent˜ao, esta hip´otese sup˜oe que o relacionamento entre dura¸c˜ao e a probabilidade de uso de colateral em empr´estimos banc´arios pode ser amb´ıguo. Logo, se duration pode contribuir para constru¸c˜ao de confian¸ca e compartilhamento de risco ´e esperado um relacionamento inverso entre esta vari´avel e a mencionada probabilidade, conforme resultados anteriores de Boot e Thakor (1994) Boot (2000) e Berger e Udell (2002). Diferentemente, estudos anteriores consideram que a dire¸c˜ao desta rela¸c˜ao pode ser positiva quando o longo tempo de relacionamento credor-devedor est´a associado com hold-up problems, dentre eles Greenbaum, Kanatas e Venezia (1989) e Farinha e Santos (2002).

Hip´otese 3b (H3b) Entretanto, se um longo tempo de relacionamento devedor-credor contribui para refletir confian¸ca, ent˜ao, a duration ser´a negativamente correlacionada com a probabilidade de utiliza¸c˜ao de colateral para todos os devedores. Por outro lado, se uma longevidade no mencionado relacionamento significa que credores tornam-se mais precisos na classifica¸c˜ao de tomadores de cr´edito, ent˜ao, a probabilidade de uso de colateral ser´a independente da duration para aqueles devedores cuja qualidade de cr´edito ´e conhecida no momento da concess˜ao do empr´estimo.

Neste caso, JSS observam que uma melhor classifica¸c˜ao de devedores importar´a somente para aqueles cuja qualidade de cr´edito ´e desconhecida, uma vez que mutu´arios que detˆem um hist´orico de default j´a se mostram como de baixa qualidade de cr´edito. Logo, o efeito total do coeficiente da vari´avel duracjt−1 ´e escrito como fun¸c˜ao de inadt−1: b3 + b4.inadt−1.

Seguindo explica¸c˜ao anterior de Berger e Udell (1995), sob aspectos relacionados com vantagem informacional do credor para melhor classifica¸c˜ao de devedores, se inadt−1 = 1, ent˜ao, aquele

efeito total ser´a nulo, b3+ b4 = 0, pois, n˜ao haveria d´uvida sob a baixa qualidade de cr´edito do

tomador. Mas, se uma longa duration contribui para constru¸c˜ao de confian¸ca, ent˜ao, de acordo com Boot e Thakor (1994), aquele efeito total ´e esperado para ser negativo, situa¸c˜ao em que ´e esperada uma menor probabilidade de uso de colateral para todos os devedores.

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Houaiss (2004) define dura¸c˜ao como ”tempo que algo acontece, existe ...”. Inobstante a possibilidade de diferen¸ca entre os conceitos de dura¸c˜ao e duration, em fun¸c˜ao de que o termo em inglˆes ´e aplicado em distintos contextos econˆomico-financeiros e econom´etricos, neste trabalho estes termos s˜ao utilizados num mesmo sentido, ou seja, representam o tempo de relacionamento de empr´estimos existente entre um banco e uma firma individual, medido em anos.

Hip´otese 4a (H4a) A probabilidade de utilizar colateral diminui com a concentra¸c˜ao do mercado de cr´edito.

Besanko e Thakor (1987b) mostram que em mercados competitivos margens financeiras de bancos se reduzem em todos os estados da natureza. Com efeito, consideram que requerimentos de colateral ser´a maior em mercados competitivos do que em monop´olios. Al´em disso, JSS consideram que concentra¸c˜ao em mercados de cr´edito reduz competitividade entre credores sendo, portanto, inversamente relacionada com competi¸c˜ao. Logo, ´e esperado um sinal negativo na rela¸c˜ao entre ´ındices de concentra¸c˜ao de mercados de cr´edito e requerimentos de colateral.

Hip´otese 4b (H4b) A redu¸c˜ao na probabilidade de utilizar colateral proveniente de uma longa duration ser´a maior (menor) em mercados mais concentrados se o valor de informa¸c˜ao obtida no relacionamento diminui (aumenta) com a competi¸c˜ao no mercado de cr´edito.

Sob esta hip´otese pondera-se que o efeito cruzado do mencionado ´ındice de concentra¸c˜ao e duration se mostra amb´ıguo. Por exemplo, se firmas dependem de cr´edito banc´ario mercados competitivos podem contribuir para redu¸c˜ao do tempo de relacionamento, de acordo com Petersen e Rajan (1994, 1995). Ent˜ao, para um idˆentico tempo de relacionamento implica mais investimento na obten¸c˜ao de informa¸c˜oes espec´ıfica de devedores e uma menor probabilidade de uso de colateral em mercados mais concentrados, ou seja, ´e esperado um sinal negativo para este efeito cruzado. No entanto, JSS observam que, se competi¸c˜ao e incentivos fomentam investimentos para obter informa¸c˜ao sobre qualidade de cr´edito de devedores, ent˜ao, para aqueles cuja mencionada qualidade ´e conhecida no momento da concess˜ao do empr´estimo a probabilidade de uso do colateral ser´a independente do tempo de relacionamento. Por outro lado, seguindo Boot e Thakor (2000), se bancos decidem investir em fideliza¸c˜ao de clientes e elevar aquela dura¸c˜ao em mercados competitivos, situa¸c˜ao em que a probabilidade de colateral tamb´em se eleva, prevalecer´a o sinal positivo no mencionado efeito.

Hip´otese 5 (H5) O montante de colateral requerido em um contrato de cr´edito banc´ario elevar´a com a taxa de juros livre de risco e diminuir´a com o tamanho do empr´estimo.

Boot et. al (1991) argumentam que sob moral hazard o requerimento de valor do colateral aumenta com a taxa nominal de juros da economia e diminui com o tamanho do empr´estimo, ou seja, consideram que diante de uma eleva¸c˜ao daquela taxa de juros o banco escolhe exigir vincula¸c˜ao de colateral nas opera¸c˜oes de cr´edito ao inv´es de repassar esta eleva¸c˜ao para a taxa de juros do contrato, enquanto que, maiores valores de empr´estimos tendem a elevar payoffs em determinados estados da natureza e reduzir aquela mencionada exigˆencia.

Para avalia¸c˜ao desta hip´otese a vari´avel dependente especificada anteriormente ser´a modificada para um fator discreto relacionado com valores de colateral vinculados em opera¸c˜oes de empr´estimos de cada empres´ario, ou seja:

f colateraljt = (1 + vlrcolateraljt/vlrccpjt)

onde f colateraljt representa um fator discreto da divis˜ao entre valores cont´abeis anuais de

garantias vinculadas em opera¸c˜oes de cr´edito de curto prazo, vlrcolateraljt, e valores cont´abeis

anuais de empr´estimos em ser, vlrccpjt 6= 0 11.

Ent˜ao, o modelo econom´etrico anterior ´e modificado para testar apenas esta quinta hip´otese, ou seja, matematicamente se torna:

f colateraljt = b0+ b1inadjt−1+ b2inadjt+1+ b3duracjt−1+ b4inadjt−1× duracjt−1+

+b5Herf indahlt+ b6Herf indahlt× duracjt−1+ b7vlrccpjt+ b8Controlesjt+

+ηj+ ujt = X

′

jt.b + ejt

em que ejt = ηj + ujt ´e um termo de erro composto por ηj e ujt, que representam choques

invariantes ao longo do tempo espec´ıficos a cada empresa individual j e choques idiossincr´aticos variantes no tempo, respectivamente.

´

E importante observar neste ´ultimo modelo que a vari´avel vlrccp pode ser considerada end´ogena no sentido definido em Hayashi (2000), no qual um regressor ´e dito end´ogeno se este n˜ao ´e ortogonal ao termo de erro ou em termos matem´aticos: E[Xjtk′ .ejt] 6= 0 para algum

regressor k. Neste contexto, por simplicidade, admitindo que todos os demais coeficientes constantes do modelo acima sejam estatisticamente n˜ao-significantes, exceto o coeficiente do regressor vlrccpjt ∈ X

′

jtk, pode-se escrever:

E[vlrccpjt.ejt] = E[vlrccpjt.(f colateral − b7.vlrccpjt)]

considerando ejt = (f colateraljt − b7.vlrccpjt). Ent˜ao, substituindo f colateraljt = (1 +

vlrcolateraljt/vlrccpjt) e efetuando a multiplica¸c˜ao indicada no lado direito nesta ´ultima

express˜ao, resulta:

11

Observa-se que valores cont´abeis s˜ao utilizados como proxy para representar valores de mercado de colaterais vinculados em opera¸c˜oes de empr´estimos comerciais.

E[vlrccpjt.ejt] = E[vlrccpjt+ vlrcolateraljt+ vlrccpjt.(−b7.vlrccpjt).] > 0

pois, pela hip´otese (H5) ´e esperado b7 < 0. Com efeito, se a condi¸c˜ao de ortogonalidade n˜ao

´e satisfeita para esta vari´avel explicativa, pela mencionada defini¸c˜ao, tem-se que X′

jtk ´e um

regressor end´ogeno12_.

Logo, a estimativa deste modelo econom´etrico proposto para testar esta quinta hip´otese requer o uso de vari´aveis instrumentais. Para tanto, sugere-se a utiliza¸c˜ao do m´etodo generalizado de momentos, GMM, conforme descrito na pr´oxima se¸c˜ao.