Cartas de gestão – 09/2026
Eleições e a volatilidade das bolsas
A ideia de que eleições deixam a bolsa mais volátil parece intuitiva. Até a apuração, o mercado não sabe quem vai governar nem qual política econômica será adotada, e esta incerteza tende a se refletir nos preços. A literatura acadêmica dá suporte a esta intuição. Pástor e Veronesi (2013)[1] propõem um modelo em que a incerteza política eleva o prêmio de risco exigido pelos investidores e pode aumentar a volatilidade das ações. Do lado empírico, Białkowski, Gottschalk e Wisniewski (2008)[2] analisaram 134 eleições realizadas até 2004 em 27 países da OCDE, com os índices MSCI de cada país cotados em dólares. Os autores isolaram a parcela da variância de cada bolsa que não é explicada pelo índice global MSCI World e mostraram que ela pode dobrar na semana em torno da votação, com o maior aumento concentrado nos dias seguintes à divulgação do resultado.
Nesta seção, fazemos alguns testes para verificar se há, de fato, evidências que sustentem a relação entre eleições e volatilidade. Iniciamos pela análise das sete eleições presidenciais no Brasil, de 1998 a 2022[3].
O primeiro teste é o mais direto. Se as eleições elevassem o risco da bolsa, os anos eleitorais deveriam aparecer com frequência entre os mais voláteis da amostra. A Figura 1 mostra, para cada ano de 1995 a 2025, a volatilidade do Ibovespa nos 252 pregões, cerca de um ano, que antecedem a data decisiva da eleição, calculada como o desvio-padrão dos log-retornos diários multiplicado por 
. Nos anos sem eleição, a janela termina em 28 de outubro[4]. A volatilidade mediana dos sete anos de eleição foi de 22.5%, abaixo dos 25.4% dos outros 24 anos. O ano mais volátil da amostra foi justamente o de 1998, marcado pela crise da Rússia, mas o segundo ano eleitoral mais volátil, 2002, aparece apenas em oitavo lugar, e os demais ficam entre o 18º e o 27º lugar entre os 31 anos.
Para avaliar se a diferença entre os dois grupos poderia ser fruto do acaso, usamos o teste de Mann-Whitney. Em vez de comparar médias, o teste ordena os 31 anos do mais volátil para o menos volátil e verifica se os anos de eleição ocupam as primeiras posições com mais frequência do que ocupariam se as posições fossem sorteadas. O p-valor, isto é, a probabilidade de observar um resultado igual ou mais extremo que o encontrado caso as eleições não tivessem efeito algum, foi de 0.65. Como este valor está muito acima do nível de significância de 5% que adotamos em todos os testes desta seção, não é possível rejeitar a hipótese de que a volatilidade anual tem a mesma distribuição nos anos de eleição e nos demais. Vale notar que, com apenas sete eleições, o teste tem pouco poder: ele só identificaria uma diferença com 80% de probabilidade se a eleição deixasse cada ano 52% mais volátil do que seria sem ela (por exemplo, 39% em vez de 25.4%).
A volatilidade anual, no entanto, pode esconder um efeito se este estiver concentrado em poucas semanas. O segundo teste olha apenas para os 21 pregões, cerca de um mês, que terminam no último pregão antes da data decisiva de cada eleição (o 2º turno, quando houve), e compara a volatilidade destes pregões com a volatilidade típica dos 11 blocos de 21 pregões imediatamente anteriores, que completam a mesma janela de 252 pregões do primeiro teste. Como volatilidade típica, usamos a média geométrica[5] das volatilidades dos 11 blocos. Uma razão de 1.5, por exemplo, indica que o mês anterior à eleição foi 50% mais volátil do que um mês típico dos 11 meses anteriores.
A Figura 2 mostra o resultado. Em 1998, 2002, 2014, 2018 e 2022, o mês anterior à eleição foi o mais volátil dos 12 blocos. Em 1998, quando a eleição coincidiu com o auge da crise da Rússia, a volatilidade chegou a 3.3 vezes a típica. Em 2006 e 2010, ao contrário, este mês ficou entre os mais calmos do período.
Para avaliar a significância deste resultado, usamos um teste de permutação[6]. Se a eleição não tivesse efeito, o mês anterior à votação seria um bloco como outro qualquer, e cada um dos 12 blocos teria a mesma chance de ocupar a posição do mês anterior à votação. Em uma única eleição, a probabilidade de o último bloco ser o mais volátil por acaso é de 1 em 12, e por isto nenhuma eleição, isoladamente, permite rejeitar a hipótese ao nível de 5%. A força do teste vem do conjunto. Somamos os logaritmos das sete razões e comparamos o total com os de todas as 35,831,808 combinações possíveis, em que cada eleição tem um dos seus 12 blocos sorteado para o papel do mês anterior à votação. Apenas 0.1% destas combinações produzem um total igual ou maior que o observado (p-valor de 0.001), e por isto rejeitamos a hipótese de que, nos anos de eleição, o mês anterior à votação tenha a mesma volatilidade dos meses anteriores. Isto, porém, ainda não basta para atribuir o aumento às eleições.
Para verificar se o aumento é próprio das eleições, comparamos os anos de eleição com os outros 24 anos da amostra, em que a mesma janela de 21 pregões termina em 28 de outubro. Se o efeito viesse da eleição, este mês deveria ficar mais volátil do que os anteriores apenas nos anos de eleição. A Figura 3 mostra, para cada ano de 1995 a 2025, a mesma razão da Figura 2. Nos anos sem eleição, o mês até 28 de outubro foi, em média, apenas 1% mais volátil do que um mês típico dos 11 anteriores, e nos anos de eleição, o mês anterior à votação foi 51% mais volátil. Nos dois casos, usamos a média geométrica, porque é a medida que o teste a seguir compara. Os dois grupos, porém, se sobrepõem. A maior razão da amostra ocorreu em 2008, ano da crise financeira global, e a terceira maior em 1997, ano da crise asiática, ambos sem eleição. Embora as médias sugiram que este período tende a ser mais volátil nos anos de eleição, é preciso verificar se esta diferença tem significância estatística ou se poderia ser fruto do acaso.
Para isto, usamos novamente um teste de permutação, agora sobre os rótulos dos anos. Se a eleição não tivesse efeito, qualquer grupo de sete anos teria a mesma chance de ser o grupo dos anos eleitorais. Calculamos a diferença entre os dois grupos para todas as 2,629,575 formas de escolher sete anos entre os 31, e 2.9% delas produzem uma diferença igual ou maior que a observada. A Figura 4 mostra a distribuição destas diferenças, expressas como razão entre as médias geométricas dos dois grupos: a dos anos de eleição, de 1.50×, fica acima de cerca de 97% das combinações. Com p-valor de 0.03, abaixo do nível de 5%, rejeitamos a hipótese de que a volatilidade antes da votação seja a mesma nos anos de eleição e nos demais. Este resultado, contudo, depende de 1998: sem esta eleição, a razão cai para 1.32× e o p-valor sobe para 0.09, acima do nível de 5%. Como a janela de 1998 coincidiu com o auge da crise da Rússia, não é possível separar, neste ano, o efeito da eleição do efeito da crise.
Outra explicação possível para o aumento antes da votação é o ambiente externo. A volatilidade das bolsas tende a subir e cair ao mesmo tempo em todo o mundo, e um mês agitado no Brasil pode refletir apenas um mês agitado lá fora. Para separar os dois efeitos, usamos o S&P 500 como medida da volatilidade global. Primeiro, estimamos quanto da variação mensal da volatilidade do Ibovespa acompanha a do S&P 500. A Figura 5 compara a variação do logaritmo da volatilidade das duas bolsas de um mês para o seguinte, de 1995 a 2025. A correlação é de 0.52, e a inclinação estimada[7], de 0.72, indica que, quando a volatilidade do S&P 500 dobra de um mês para o outro, a do Ibovespa sobe, em média, cerca de 65%[8]. Ainda assim, o S&P 500 explica apenas cerca de 15% das variações mensais da volatilidade do Ibovespa[9].
Em seguida, descontamos a parte do aumento que acompanha o S&P 500. Para cada ano, calculamos para o S&P 500 a mesma razão da Figura 2 (a volatilidade no mês anterior à eleição dividida pela de um mês típico dos 11 anteriores), que chamamos de 
. A razão descontada do Ibovespa é:
Ou seja, dividimos a razão do Ibovespa pela parte do aumento que a inclinação da Figura 5 atribui ao ambiente externo. Em 2018, por exemplo, o mês anterior à eleição foi 63% mais volátil do que um mês típico no Ibovespa, mas o S&P 500 teve um período ainda mais agitado, 117% acima do típico, e, descontado este efeito, o Ibovespa fica 7% abaixo do típico. A Figura 6 mostra o resultado e evidencia que, nas sete eleições, o Ibovespa e o S&P 500 andaram na mesma direção: quando o mês anterior à votação foi mais volátil do que o típico no Brasil, o S&P 500 também foi, e o mesmo vale para os meses mais calmos, como em 2006 e 2010. Nos 24 anos sem eleição, os dois andaram na mesma direção em 16. Depois do desconto, apenas em 1998 o mês anterior à eleição continua sendo o mais volátil dos 12 blocos, e só 1998, 2014 e 2022 ficam mais de 10% acima do típico.
Repetimos o teste de permutação dos blocos sobre estas razões descontadas, sorteando o mesmo bloco nas duas bolsas. O p-valor conjunto sobe para 0.09, acima do nível de 5%: descontado o ambiente externo, já não é possível afirmar que o mês anterior à votação seja mais volátil do que os meses anteriores. Quando comparamos com o mesmo período dos anos sem eleição, porém, a razão descontada continua 24% maior nos anos de eleição (p-valor de 0.04). Sem 1998, esta diferença cai para 13% e deixa de ser significativa (p-valor de 0.14).
Por fim, verificamos se a volatilidade muda depois da votação, quando o resultado já é conhecido. Há argumentos nas duas direções: a resolução da incerteza deveria acalmar o mercado, enquanto um resultado inesperado poderia agitá-lo, como sugerem Białkowski, Gottschalk e Wisniewski (2008). Por isto, comparamos os 21 pregões seguintes à data decisiva com os 21 pregões anteriores, descontando a mesma variação do S&P 500, e usamos um teste bicaudal. Nas sete eleições, o mês seguinte à votação foi, em média, 2% menos volátil do que o anterior, contra uma alta de 10% em torno de 28 de outubro nos anos sem eleição, e a diferença não é significativa (p-valor de 0.32)[10]. A única exceção relevante é 2014: descontado o S&P 500, que se acalmou muito no período, o mês seguinte à reeleição de Dilma Rousseff foi 71% mais volátil do que o anterior. Não observamos no Brasil o aumento da volatilidade depois da votação que os autores encontraram nos países da OCDE.
A Tabela 1 resume os testes feitos para o Brasil. A volatilidade do Ibovespa não é maior no ano que antecede as eleições, mas o mês anterior à votação costuma ser mais agitado do que o restante do ano. Com ou sem o desconto do efeito da volatilidade do S&P 500, este aumento só se distingue do que ocorre no mesmo período dos anos sem eleição quando incluímos 1998, ano em que a eleição coincidiu com a crise da Rússia. Depois da votação, a volatilidade não muda de forma relevante. Em conjunto, os dados indicam que o período eleitoral no Brasil tende a ser mais volátil, mas não permitem separar o efeito da eleição do efeito do ambiente externo.
Para verificar se o padrão encontrado no Brasil se repete em outros mercados, ampliamos a análise para um painel de 30 países, que inclui o Brasil. O painel também aumenta o poder dos testes. Com apenas sete eleições, os dados do Brasil só permitem identificar efeitos grandes, enquanto, com as 222 eleições do painel, é possível detectar efeitos menores e comparar tipos diferentes de eleição. A Tabela 2 descreve os dados. Usamos o principal índice de ações de cada país, obtido no Yahoo Finance e sempre em moeda local[11]. Como eleições, consideramos as que definem quem comanda o governo: as presidenciais nos países em que o presidente governa, como os presidencialistas, a França e Taiwan, e as parlamentares nos demais, inclusive naqueles em que o presidente é eleito, mas tem papel limitado, como Portugal e Finlândia. No total, são 222 eleições entre 1990 e 2026, das quais 68 foram antecipadas. Classificamos uma eleição como antecipada quando os registros da própria eleição a descrevem desta forma ou quando ela foi provocada pela queda do governo[12]. Separamos ainda as antecipadas em voluntárias, quando o governo escolheu antecipar a votação, e forçadas, quando a queda do governo, um impeachment ou uma renúncia impôs a eleição. Nos testes a seguir, usamos todas as eleições e, em seguida, verificamos se os resultados mudam conforme o tipo de eleição.
O primeiro teste do painel repete o do Brasil. Para cada país e cada ano, calculamos a volatilidade dos 252 pregões até a data decisiva da eleição ou, nos anos sem eleição, até o dia mediano das datas decisivas do próprio país. Ao todo, são 217 eleições consideradas e 629 períodos sem eleição[13]. A Figura 7 compara, para cada país, a volatilidade mediana dos dois grupos e mostra a data usada nos anos sem eleição. Em 21 dos 30 países, a volatilidade mediana dos anos de eleição ficou abaixo da dos demais anos, e o Brasil, com 22.5% contra 25.4%, está entre eles. Para avaliar o conjunto, usamos o teste de van Elteren, uma versão do teste de Mann-Whitney que compara os anos dentro de cada país e soma os resultados[14]. O p-valor foi de 0.88, e, como no Brasil, não é possível rejeitar a hipótese de que a volatilidade anual tem a mesma distribuição nos anos de eleição e nos demais. Com o painel, porém, o teste ganha poder: ele identificaria, com 80% de probabilidade, uma eleição que deixasse cada ano 10% mais volátil (quando usamos apenas os dados do Brasil, precisávamos de um aumento de 52%).
O segundo teste olha novamente para o mês anterior à votação. Para cada eleição do painel, calculamos a mesma razão da Figura 2, entre a volatilidade dos 21 pregões até a data decisiva e a volatilidade típica dos 11 blocos de 21 pregões anteriores. Em média geométrica, o mês anterior à votação foi 3.6% mais volátil do que um mês típico, mas ficou acima do típico em apenas 108 das 222 eleições. A Figura 8 mostra, para cada país, a razão de cada eleição e a média geométrica das eleições, sem desconto e descontado o efeito da volatilidade do S&P 500. O teste de permutação dos blocos, aplicado a todo o painel, resulta em um p-valor de 0.06, próximo do nível de 0.05, mas ligeiramente acima dele. Quando descontamos o efeito da volatilidade do S&P 500, com uma inclinação estimada para cada país[15], a razão cai para 0.996, e o p-valor sobe para 0.57. Assim como no Brasil, o pequeno aumento da volatilidade antes da votação desaparece quando descontamos o ambiente externo. Desta vez, a falta de poder não explica o resultado: com o painel, o teste descontado identificaria, com 80% de probabilidade, um aumento de cerca de 6% na volatilidade do mês anterior à votação[16].
A Figura 8 mostra também que o Brasil se destaca no painel. Sem desconto, o mês anterior à votação foi, em média, 51% mais volátil do que um mês típico no Brasil, a maior razão entre os 30 países. Descontado o efeito da volatilidade do S&P 500, a razão do Brasil cai para 1.18×, mas continua praticamente empatada com a da Finlândia como a maior do painel, enquanto em 15 dos 29 países a razão descontada não passa de 1. Parte deste destaque, porém, vem de 1998, ano da crise da Rússia: sem esta eleição, a razão do Brasil fica em 1.33× sem desconto e em 1.08× com desconto. Nos demais países, as razões mais altas coincidem com períodos de turbulência global, como as eleições de 2008 no Canadá, nos Estados Unidos e na Nova Zelândia, durante a crise financeira, e as de 2025 no Canadá e na Austrália, logo após o anúncio das tarifas americanas. Nestes casos, o S&P 500 também ficou muito mais volátil, e o desconto reduz a média do Canadá de 1.27× para 1.06× e a da Austrália de 1.18× para 0.86×. Na América Latina, a razão descontada é de 1.05× no México e de 0.96× na Argentina. Como cada país tem de 3 a 13 eleições, estas médias são pouco precisas, e o destaque do Brasil deve ser visto com cautela.
Em seguida, repetimos no painel a comparação entre o mês seguinte e o mês anterior à votação, descontando o efeito da volatilidade do S&P 500 e com teste bicaudal. Em média geométrica, o mês seguinte à votação foi 7.1% mais volátil do que o anterior, e a volatilidade subiu em 113 das 212 eleições. A Figura 9 mostra estas razões por país, sem desconto e descontado o efeito da volatilidade do S&P 500, ao lado da média dos anos sem eleição. Esta alta, porém, também aparece nos anos sem eleição, em que o mês seguinte ao dia mediano das datas decisivas de cada país foi, em média, 3.9% mais volátil do que o anterior. Quando comparamos as eleições com os anos sem eleição do mesmo país, a diferença não é significativa (p-valor de 0.26)[17]. Assim como no Brasil, não encontramos no painel um aumento da volatilidade depois da votação que possa ser atribuído à eleição.
Também verificamos se os resultados mudam conforme o tipo de eleição. A Figura 10 mostra, para cada tipo, as razões antes e depois da votação, descontado o efeito da volatilidade do S&P 500. Antes da votação, nenhum dos três grupos mostra aumento significativo da volatilidade: o mês anterior à votação ficou 0.4% abaixo do típico nas eleições regulares, 4.4% acima nas antecipadas voluntárias e 3.6% abaixo nas forçadas, com p-valores entre 0.24 e 0.76. Depois da votação, as antecipadas se diferenciam um pouco mais: o mês seguinte à votação foi 13.7% mais volátil do que o anterior nas voluntárias e 11.5% nas forçadas, contra 3.9% nos anos sem eleição. Quando comparamos estas eleições com os anos sem eleição do mesmo país, porém, as diferenças, de 12% nas voluntárias e de 8% nas forçadas, não são significativas (p-valores de 0.11 e 0.17)[18]. Parte da explicação está no tamanho dos grupos. Com 29 eleições voluntárias e 39 forçadas, o teste só identificaria, com 80% de probabilidade, diferenças de cerca de 20%, o dobro das observadas. Os dados sugerem que as eleições antecipadas podem vir acompanhadas de um mês seguinte mais agitado, mas sem evidências fortes o suficiente para afirmar este efeito.
Por fim, deixamos a volatilidade de lado e verificamos se o resultado da eleição ajuda a prever o retorno da bolsa no ano seguinte. Para cada eleição, calculamos o retorno do índice nos 252 pregões seguintes à votação e o comparamos com todos os retornos de 252 pregões da história do próprio índice, o que dá o percentil daquele ano[19]. Separamos as eleições em dois grupos: aquelas em que o partido do chefe de governo se manteve no poder (122) e aquelas em que a oposição venceu (97). A Figura 11 mostra como estes percentis se distribuem nos dois grupos. Cada curva indica, para cada percentil do eixo horizontal, a fração das eleições do grupo em que o ano seguinte ficou até aquele percentil. Por exemplo, o ano seguinte ficou abaixo do percentil 50, isto é, abaixo do retorno mediano da história do índice, em 58% das eleições em que o governo manteve o poder e em 56% das eleições vencidas pela oposição. Se os anos seguintes às eleições se comportassem como um período qualquer, as curvas seguiriam a diagonal tracejada. As duas curvas ficam próximas uma da outra e da diagonal, e o percentil mediano foi de 41 quando o governo manteve o poder e de 44 quando a oposição venceu. O teste de Kolmogorov-Smirnov usa como estatística a maior distância vertical entre as duas curvas, de 0.11, que ocorre perto do percentil 68: 79% das eleições vencidas pela oposição ficaram até este percentil, contra 68% das vencidas pelo governo. O p-valor, calculado por permutação dos rótulos dentro de cada país, foi de 0.43. Não encontramos, portanto, diferença no retorno do ano seguinte conforme o vencedor da eleição.
A Tabela 3 resume os testes do painel. Com 222 eleições em 30 países, os testes conseguem identificar efeitos bem menores do que no Brasil, e ainda assim nenhum deles mostra um aumento da volatilidade associado às eleições. A volatilidade do ano anterior à votação não é maior do que a dos demais anos. O mês anterior à votação é, em média, apenas 4% mais volátil do que os meses anteriores, e esta diferença desaparece quando descontamos o efeito da volatilidade do S&P 500. Depois da votação, a volatilidade sobe um pouco, mas o mesmo ocorre no período equivalente dos anos sem eleição. Nas eleições antecipadas, o mês seguinte à votação é mais agitado, mas a diferença não é significativa, e o teste tem pouco poder nestes grupos menores. Também não encontramos diferença no retorno da bolsa no ano seguinte conforme o vencedor da eleição. O Brasil está entre os países em que o mês anterior à votação mais se destaca, mesmo descontado o ambiente externo, mas, como vimos, este destaque depende em boa parte da eleição de 1998.
Em conjunto, os resultados não sustentam a percepção de que anos de eleição são, por si só, anos de bolsa mais volátil. No Brasil, o mês anterior à votação costuma ser mais agitado do que o restante do ano, mas este aumento acompanha em parte a volatilidade global e depende sobretudo de 1998. No painel internacional, com muito mais eleições e testes com mais poder, não encontramos um aumento da volatilidade antes ou depois da votação que possa ser atribuído à eleição. Isto não significa que uma eleição específica não possa agitar o mercado. Em 2014, por exemplo, o mês anterior à votação no Brasil foi 45% mais volátil do que o típico, mesmo descontado o efeito da volatilidade do S&P 500. Em média, não encontramos evidência de que o calendário eleitoral, por si só, aumente a volatilidade das bolsas. Estes resultados, contudo, devem ser lidos com cautela. Eleições são eventos raros: o Brasil tem sete na amostra, e mesmo no painel cada país tem de 3 a 13 eleições, o que limita o poder dos testes para efeitos menores ou restritos a certos tipos de eleição, como vimos nas antecipadas. Outros testes, com outras janelas, medidas de volatilidade ou amostras, podem chegar a resultados diferentes.
FUNDOS
MULTIMERCADO
O Kadima International Alpha FIF Multimercado RL é um fundo de gestão predominantemente sistemática que aplica no nosso veículo de investimentos offshore, com o respectivo hedge cambial, sendo uma forma do investidor acessar exclusivamente os nossos modelos internacionais. O fundo é calibrado para uma volatilidade (em reais) entre 8% a.a. e 13% a.a. Em 12 meses o fundo acumula +22.62%, enquanto o CDI no período rendeu +14.48%. Desde o início (13/05/2024), o fundo acumula resultado de +40.27%, contra retorno do CDI de +34.85% neste período. O fundo está disponível por conta e ordem nas plataformas do Itaú e do BTG Pactual, por meio de assessores de investimentos, além da possibilidade de acessar o fundo diretamente no administrador (com um distribuidor habilitado).
No terceiro trimestre, o fundo apresentou retorno de +7.27%, contra +3.43% do CDI, com destaque para o mês de setembro, em que ganhou +6.00%. No ano, o fundo acumula +18.12%, contra +10.51% do CDI.
Os modelos em commodities foram o maior destaque positivo do trimestre, com os maiores ganhos no diesel europeu, no farelo de soja, no diesel americano e no petróleo Brent. Os modelos aplicados a moedas também contribuíram positivamente, com destaque para o peso colombiano, assim como os modelos em juros globais.
Do lado negativo, as maiores perdas vieram de outras commodities, como açúcar, boi gordo, milho e canola, e do won sul-coreano. Os modelos de eventos em ações internacionais também tiveram resultado negativo no trimestre.
Para ilustrar um pouco da diversificação do fundo, de janeiro a setembro ele operou mais de 70 ativos diferentes. O maior ganho individual do ano continua vindo do petróleo Brent, enquanto a maior perda individual segue no petróleo WTI (Crude Oil). Isto ilustra como os modelos podem assumir posições opostas em mercados de commodities correlatos, a depender do sinal captado em cada contrato.
Na nossa visão, este fundo reúne duas fontes de diversificação que se complementam para o investidor brasileiro. A primeira é a própria abordagem sistemática, que por construção tende a ser descorrelacionada dos ativos tradicionais. A segunda é a exposição exclusiva a ativos internacionais, que amplia significativamente o universo de mercados operados em relação aos demais fundos da casa. A combinação destas duas características faz com que, em nossa avaliação, este seja um dos produtos da Kadima com maior potencial de diversificação para o investidor, sendo especialmente interessante como complemento a uma carteira com exposição predominantemente doméstica.
O Kadima Master FIF MM RL é uma classe multimercado multiestratégia, com o portfólio de modelos mais completo da Kadima e nível de risco moderado (volatilidade de aproximadamente 5% ao ano antes de taxas). A Subclasse Kadima I[20] é a subclasse que representa o fundo mais antigo gerido pela Kadima. Em 12 meses o fundo apresentou retorno acumulado de +9.63%, contra retorno do CDI de +14.48%. Desde o início (11/05/2007), a Subclasse Kadima I acumula resultado de +593.29%, contra retorno do CDI de +542.56% neste período.
No terceiro trimestre, o fundo apresentou retorno de +3.52%, ligeiramente acima do CDI, que rendeu +3.43%. Depois de um resultado negativo em agosto, o fundo teve um mês de setembro forte, com ganho de +2.72%. No ano, o fundo acumula +8.32%, contra +10.51% do CDI.
No campo positivo, os modelos de asset allocation foram o maior destaque do trimestre, com ganhos concentrados nas posições em NTN-Bs. Os modelos que operam commodities também tiveram resultado positivo, com os maiores ganhos no diesel europeu, no farelo de soja e no diesel americano, que superaram as perdas em açúcar, boi gordo e milho. Os modelos aplicados a moedas globais e ao dólar, assim como os modelos trend-following de longo prazo nos DIs, completam os principais destaques do trimestre.
Por outro lado, os maiores detratores de performance no trimestre foram os modelos seguidores de tendência de curto prazo nos DIs. Os modelos de fatores aplicados às ações brasileiras também tiveram resultado negativo, concentrado nas posições em futuro de Ibovespa, assim como os modelos de contratendência.
Reafirmamos nosso compromisso em continuar aprimorando nossos modelos e desenvolvendo novas pesquisas, com o objetivo de entregar os melhores resultados possíveis aos nossos cotistas no longo prazo. Seguimos confiantes no processo e acreditamos que a disciplina na aplicação da metodologia científica aos investimentos é o caminho mais sólido para gerar alpha de forma consistente.
O Kadima HV Master FIF MM RL é um fundo de gestão predominantemente sistemática. Seu portfólio é composto majoritariamente por parte dos modelos presentes no fundo Kadima Master FIF MM RL, porém com uma maior alavancagem.
A Subclasse High Vol[21] em 12 meses apresentou retorno acumulado de +8.05%, contra retorno do CDI de +14.48%. Desde o início (23/03/2012), a subclasse acumula resultado de +419.02%, contra retorno do CDI de +287.78% neste período.
No terceiro trimestre, ela apresentou retorno de +3.26%, ligeiramente abaixo do CDI, que rendeu +3.43%. A perda de agosto, de −1.47%, foi compensada pelo ganho de +3.51% em setembro. No ano, a subclasse acumula +8.05%, contra +10.51% do CDI. Os comentários referentes a este fundo são análogos, na proporção de sua alocação de risco, aos do Kadima Master FIF MM RL descritos acima.
O Kadima Institucional FIF Multimercado RL é o fundo mais novo da Kadima, que iniciou suas operações em julho de 2026. É um fundo multimercado com atuação em juros e moedas. Conta com um portfólio de modelos matemático-estatísticos que é um subconjunto daqueles operados pelo Kadima Master FIF MM RL. Atualmente sua única subclasse é a Subclasse Kadima FOF Institucional RL. Como o fundo tem menos de seis meses de histórico, a legislação não permite divulgar retornos.
O fundo foi desenhado para atender às necessidades de investidores institucionais, embora seja aberto a investidores em geral. Ele observa as vedações das Resoluções CMN 4994, aplicável às entidades fechadas de previdência complementar, e 5272, aplicável aos regimes próprios de previdência social. O fundo não utiliza alavancagem e tem liquidez diária, com cotização em D+0 e pagamento em D+1.
PREVIDÊNCIA
O Kadima FIFE Previdência FIF Multimercado RL é um fundo de previdência multimercado FIFE que se destina a acolher indiretamente recursos de planos PGBL e VGBL, tendo como cotistas fundos FIE tipo 1 e tipo 2 de quaisquer seguradoras. O fundo tem como objetivo superar o CDI no longo prazo e vale-se para tal de uma gestão ativa quantitativa, com um portfólio diversificado de modelos matemático-estatísticos semelhante ao do Kadima Master FIF MM RL, porém com algumas restrições e adaptações para respeitar o enquadramento exigido pela legislação vigente. Em 12 meses o fundo apresentou retorno acumulado de +8.41%, contra retorno do CDI de +14.48%. Desde o início (28/09/2018), acumula resultado de +112.94%, contra retorno do CDI de +105.40% neste período.
No terceiro trimestre, o fundo apresentou retorno de +3.61%, acima do CDI, que rendeu +3.43%. No acumulado do ano, o resultado do fundo é de +6.96%, abaixo do CDI, que acumula +10.51% em 2026. O fundo apresenta resultados compatíveis com os do Kadima Master FIF MM RL, observadas as diferenças na alocação de risco decorrentes das restrições regulatórias da previdência.
O cliente que desejar acessar planos VGBL ou PGBL desta estratégia pode fazê-lo através da Icatu Seguros[22] ou da Zurich Seguros[23]. Há também um espelho deste fundo em parceria com a XP Seguros[24], sendo possível ao cliente realizar aportes em planos VGBL ou PGBL[25] da estratégia por lá. Além destes, há outro fundo com estratégia parecida, mas com diferente alocação de riscos, cujos planos PGBL e VGBL estão disponíveis no Itaú[26] e no Bradesco[27].
O Kadima Long Short Previdência FIM é um fundo de previdência multimercado FIFE que se destina a acolher indiretamente recursos de planos PGBL e VGBL, tendo como cotistas fundos FIE tipo 1 e tipo 2 de quaisquer seguradoras. O fundo tem como objetivo superar o CDI+0.9% a.a. no longo prazo e vale-se para tal de uma gestão ativa quantitativa, com um portfólio diversificado de modelos matemático-estatísticos semelhante ao do Kadima Long Short Plus FIF Ações – RL, porém com algumas restrições e adaptações a fim de se respeitar o enquadramento exigido pela legislação vigente. Como o nome sugere, o fundo tem como risco predominante modelos long-short no mercado de ações. Em 12 meses o fundo apresentou retorno acumulado de +6.71%, contra retorno do CDI+0.9% a.a. de +15.51%. Desde o início (15/05/2020), acumula resultado de +77.75%, contra retorno do CDI+0.9% a.a. de +99.23% neste período.
No terceiro trimestre, o fundo apresentou retorno de +3.13%, abaixo do benchmark (CDI+0.9%), que rendeu +3.67%. No acumulado do ano, o resultado do fundo é de +5.97%, contra +11.25% do benchmark. O fundo apresenta resultados compatíveis com os do Kadima Long Short Plus FIF Ações – RL, observadas as diferenças na alocação de risco. Por questões regulatórias relativas à previdência, este fundo acaba obrigatoriamente tendo uma exposição um pouco menor ao modelo de fatores que o Kadima Long Short Plus FIF Ações – RL. Adicionalmente, o fundo também tem algumas restrições às operações em câmbio.
O cliente que desejar acessar planos VGBL ou PGBL desta estratégia pode fazê-lo através do BTG Pactual[28] ou da XP[29].
O Kadima Long Bias FIFE Previdência FIF Multimercado RL é um fundo de previdência multimercado FIFE que se destina a acolher indiretamente recursos de planos PGBL e VGBL, tendo como cotistas fundos FIE tipo 1 e tipo 2 de quaisquer seguradoras. O fundo tem como objetivo superar o IPCA+X+0.7% a.a. (onde X é o yield do IMA-B calculado diariamente) no longo prazo e vale-se para tal de uma gestão ativa quantitativa, com um portfólio diversificado de modelos matemático-estatísticos semelhante ao do Kadima Long Bias FIF Multimercado RL, porém com algumas restrições e adaptações a fim de se respeitar o enquadramento exigido pela legislação vigente. Como o nome sugere, o fundo tem como risco predominante o mercado de ações. Em 12 meses o fundo apresentou retorno acumulado de +8.30%, contra retorno do benchmark (IPCA+X+0.7%) de +13.42%. Desde o início (20/07/2021), acumula resultado de +38.68%, contra retorno do benchmark de +91.50% neste período.
No terceiro trimestre, em linha com a alta de aproximadamente 8% da bolsa brasileira no período, conforme descrito adiante na seção do Kadima Long Bias FIF Multimercado RL, o fundo apresentou retorno de +5.09%, acima do benchmark (IPCA+X+0.7%), que rendeu +2.34%. No acumulado do ano, o resultado do fundo é de +5.95%, abaixo do benchmark de +10.31% em 2026. O fundo apresenta resultados compatíveis com os do Kadima Long Bias FIF Multimercado RL, observadas as diferenças na alocação de risco decorrentes das restrições regulatórias da previdência.
O cliente que desejar acessar planos VGBL ou PGBL desta estratégia pode fazê-lo através da XP[30] ou da Brasilprev[31].
O Kad IMAB FIFE FIF Multimercado RL é um fundo de previdência multimercado FIFE que se destina a acolher indiretamente recursos de planos PGBL e VGBL, tendo como cotistas fundos FIE tipo 1 e tipo 2 de quaisquer seguradoras. O fundo tem como objetivo superar o IMA-B+0.32% a.a. no longo prazo e vale-se para tal de uma gestão ativa quantitativa, com modelos matemático-estatísticos semelhantes aos do Kad IMA-B Master FIFRF. Em 12 meses o fundo apresentou retorno de +12.29%, enquanto o benchmark (IMA-B+0.32%) apresentou +14.25%. Desde o início (13/12/2021), o fundo acumula resultado de +50.71%, contra +51.07% do benchmark neste período.
No terceiro trimestre, o fundo apresentou retorno de +6.42%, acima do benchmark, que rendeu +5.88%. No acumulado do ano, o fundo apresenta resultado de +9.03%, abaixo do benchmark de +10.38% no período. Os resultados do fundo são compatíveis com os do Kad IMA-B Master FIFRF, descrito mais adiante nesta carta, observadas as diferenças na alocação de risco.
O cliente que desejar acessar planos VGBL ou PGBL desta estratégia pode fazê-lo através da XP[32] ou do BTG Pactual[33].
AÇÕES
O Kadima Equities FIF em Ações é um fundo de ações cujo portfólio tem como característica principal ser um conjunto de estratégias quantitativas que atuam no mercado de ações, levando-se em consideração o objetivo de gerar uma exposição comprada. Em 12 meses o fundo apresentou retorno acumulado de +5.99%, contra retorno do Ibovespa de +27.42%. Desde o início (17/12/2010), acumula resultado de +193.86%, contra retorno do Ibovespa de +174.11% neste período.
O stock-picking dentro do Kadima Equities é realizado através do modelo de fatores, que busca uma exposição sistemática ao mercado acionário brasileiro, mantendo uma exposição líquida comprada relevante em ações. No terceiro trimestre, o fundo apresentou retorno de +4.77%, abaixo do Ibovespa, que subiu +8.32%. No acumulado do ano, o fundo apresenta resultado de +3.33%, contra um Ibovespa que acumula +15.65% em 2026.
O fundo é enquadrado na Resolução CMN 4994, o que permite o acesso de EFPCs ao mesmo. Também é enquadrado na Resolução CMN 5272, permitindo o acesso de RPPS. Adicionalmente, vale mencionar que este fundo cobra uma taxa global de 1.35% e possui resgate cotizando em D+5, proporcionando uma boa liquidez aos seus cotistas. Independentemente deste resultado de curto prazo, seguimos acreditando fortemente nas evidências de que esta abordagem é capaz de gerar bons retornos no longo prazo.
O Kadima Long Short Plus FIF Ações – RL é um fundo de ações com benchmark CDI, que tem como característica principal ser um conjunto de estratégias quantitativas. Adicionalmente ao modelo long-short predominante neste fundo, ele também possui outros modelos aplicados em diversos mercados futuros. Em 12 meses o fundo apresentou retorno acumulado de +4.43%, contra retorno do CDI de +14.48%. Desde o início (12/04/2022), acumula resultado de +52.94%, contra retorno do CDI de +73.11% neste período.
No terceiro trimestre, o fundo apresentou retorno de +2.39%, abaixo do CDI, que rendeu +3.43%. No acumulado do ano, o resultado do fundo é de +4.56%, abaixo do CDI, que acumula +10.51% em 2026. Os resultados deste fundo são análogos, na proporção de sua alocação de risco, aos do Kadima Master FIF MM RL descritos anteriormente.
Entendemos que este fundo possui um posicionamento único no mercado brasileiro, uma vez que, além do risco majoritário em ações advindo do modelo de fatores em sua versão long-short, ele também possui exposição a diversos outros algoritmos e classes de ativos. Adicionalmente, sua tributação de renda variável favorece os investidores quando comparada com a tributação de parte dos fundos long-short da indústria. Acreditamos no potencial deste fundo em gerar bons resultados no longo prazo.
O Kadima Long Bias FIF Multimercado RL é um fundo multimercado que busca tributação de renda variável e possui benchmark IPCA+X[34]. Utilizando um conjunto de modelos quantitativos, este fundo busca exposições sistematicamente compradas na bolsa brasileira. O modelo de fatores numa versão long-bias é o principal responsável por gerar esta alocação de risco. Adicionalmente, o fundo também possui outros modelos aplicados em diversos mercados futuros. Em 12 meses o fundo apresentou retorno acumulado de +3.74%, contra um benchmark (IPCA+X) de +12.63%. Desde o início (26/08/2019), acumula resultado de +91.11%, contra um benchmark de +114.65%.
No terceiro trimestre, em linha com a alta de aproximadamente 8% da bolsa brasileira no período, o fundo apresentou retorno de +4.66%, acima do benchmark (IPCA+X), que rendeu +2.15%. No acumulado do ano, o fundo apresenta resultado de +2.70%, contra um benchmark (IPCA+X) que acumula +9.74% em 2026.
Acreditamos que este seja um dos produtos mais interessantes àqueles investidores que desejam ter uma alocação sistemática às ações brasileiras, mas com um nível de risco significativamente inferior ao Ibovespa. A composição de modelos utilizada por este fundo é especialmente poderosa para mitigar as quedas do fundo em grandes crises.
RENDA FIXA
O Kad IMA-B Master FIFRF é um fundo de renda fixa com objetivo de superar o IMA-B no longo prazo, valendo-se de uma gestão ativa quantitativa, com modelos matemático-estatísticos. A Subclasse Kadima IMA-B[35] em 12 meses apresentou retorno de +11.73%, enquanto o benchmark (IMA-B) apresentou +13.88%. Desde o início (13/12/2021), a subclasse acumula retorno de +47.10%, contra +48.69% do IMA-B neste período.
No terceiro trimestre, a subclasse apresentou retorno de +6.07%, acima do IMA-B, que rendeu +5.79%. No acumulado do ano, a subclasse apresenta resultado de +8.58%, abaixo do IMA-B de +10.11% no período. Seus resultados são, na proporção de sua alocação de risco, análogos ao explicado na parte do Kadima Master FIF MM RL.
Lembramos que o fundo é enquadrado para diversos públicos com legislações específicas, inclusive EFPCs e seguradoras.
O Kadima RF Ativa FIF RF LP RL é um fundo de renda fixa com objetivo de superar o CDI+0.26% a.a. no longo prazo, valendo-se de uma gestão ativa quantitativa com modelos matemático-estatísticos. Em 12 meses o fundo apresentou retorno de +12.82%, enquanto o benchmark (CDI+0.26%) apresentou +14.78%. Desde o início (29/06/2022), o fundo acumula retorno de +74.01%, acima do benchmark de +70.77% neste período.
No terceiro trimestre, o fundo apresentou retorno de +3.73%, acima do benchmark (CDI+0.26%), que rendeu +3.50%. No acumulado do ano, o resultado do fundo é de +9.16%, abaixo do benchmark, que acumula +10.72% em 2026.
Os modelos que operam DI foram os responsáveis pelo resultado positivo do fundo no trimestre.
Lembramos que o fundo é enquadrado para diversos públicos com legislações específicas, inclusive EFPCs e seguradoras.
*O histórico completo de rentabilidades mensais de todos os fundos geridos pela Kadima pode ser encontrado em nosso site.
NOTAS DE RODAPÉ
[1] Pástor, Ľuboš, e Pietro Veronesi. “Political Uncertainty and Risk Premia.” Journal of Financial Economics, vol. 110, n. 3, 2013, pp. 520-545.
[2] Białkowski, Jędrzej, Katrin Gottschalk, e Tomasz Piotr Wisniewski. “Stock Market Volatility around National Elections.” Journal of Banking & Finance, vol. 32, n. 9, 2008, pp. 1941-1953.
[3] Usamos o Ibovespa diário do Yahoo Finance a partir de outubro de 1994 e log-retornos diários. A eleição de 1994 fica de fora porque o Plano Real, lançado em julho daquele ano, mudou o comportamento do mercado no meio do período de comparação.
[4] O dia 28 de outubro é a mediana das datas decisivas das sete eleições da amostra, consideradas pelo dia e pelo mês: 4 de outubro (1998), 26 de outubro (2014), 27 de outubro (2002), 28 de outubro (2018), 29 de outubro (2006), 30 de outubro (2022) e 31 de outubro (2010). Usamos a mesma data nos anos sem eleição de todos os testes do Brasil.
[5] A média geométrica é menos sensível a um único período turbulento do que a média simples.
[6] Sorteamos blocos inteiros de 21 pregões, e não pregões individuais, para preservar a tendência da volatilidade de se concentrar em períodos seguidos. Sortear pregões tornaria a distribuição sob a hipótese nula estreita demais e o p-valor, otimista.
[7] Usamos uma regressão ortogonal pela origem, isto é, com intercepto igual a zero: quando a volatilidade do S&P 500 não muda de um mês para o outro, supomos que a do Ibovespa também não mude, em média. A regressão ortogonal minimiza a distância perpendicular dos pontos à reta e não trata nenhuma das duas séries como causa da outra. Preferimos este método aos mínimos quadrados porque a volatilidade mensal das duas bolsas é estimada com cerca de 21 pregões e, portanto, tem erro de medida. Os mínimos quadrados supõem que a variação do S&P 500 é medida sem erro e, por isto, tendem a subestimar a inclinação e, com ela, o efeito do ambiente externo. Em todo este teste, usamos apenas os pregões em que as duas bolsas abriram.
[8] Como a regressão relaciona os logaritmos das volatilidades, multiplicar a volatilidade do S&P 500 por 2 corresponde, em média, a multiplicar a do Ibovespa por 
, isto é, a um aumento de cerca de 65%.
[9] Medimos esta parcela como 1 menos a razão entre a soma dos quadrados das distâncias verticais dos pontos à reta e a soma dos quadrados das variações do Ibovespa, o 
de um modelo sem intercepto. O valor fica abaixo do quadrado da correlação (0.27) porque a reta ortogonal não é a que minimiza as distâncias na direção do Ibovespa.
[10] Sem o desconto do S&P 500, o mês seguinte à votação foi 18% menos volátil do que o anterior, contra uma alta de 3% nos anos sem eleição (p-valor de 0.11). Considerando apenas os 5 pregões seguintes à votação, a conclusão é a mesma (p-valor de 0.53). O teste que sorteia, em cada eleição, a ordem entre o mês anterior e o seguinte também não rejeita a hipótese (p-valor de 0.83).
[11] Usamos a versão total return do índice sempre que ela tinha histórico igual ou maior que o da versão de preço, e retiramos os dias com fechamento repetido, que correspondem a feriados locais. Consideramos apenas as eleições com pelo menos 252 pregões de dados antes da data decisiva e 21 depois. Na Índia, onde a votação ocorre em fases ao longo de semanas e a apuração é feita dias depois, e nos países em que a votação durou mais de um dia, usamos o último dia de votação como referência nos testes do mês anterior, do mês seguinte e do retorno do ano seguinte. Na Turquia, usamos as eleições parlamentares até 2015 e as gerais, presidenciais e parlamentares, a partir de 2018. Chile, Colômbia, Peru, Polônia e Israel ficaram de fora por falta de histórico adequado no Yahoo Finance.
[12] Usamos principalmente as páginas de cada eleição na Wikipedia, em inglês ou na língua do país, e consideramos antecipadas as eleições descritas como tal (por exemplo, snap election ou early election).
[13] Em cinco casos, o mesmo país teve duas eleições no mesmo ano (Espanha em 2019, Grécia em 2012, 2015 e 2023, e Turquia em 2015), e usamos a janela que termina na primeira delas.
[14] Comparar os anos dentro de cada país evita que os países mais voláteis, como a Argentina, pesem mais no resultado. Para calcular o p-valor, sorteamos novas posições para os anos de eleição de cada país, aplicando a mesma troca de anos-calendário a todos os países. Isto preserva o fato de que crises globais, como a de 2008, elevam a volatilidade de vários países ao mesmo tempo.
[15] Estimamos a inclinação de cada país da mesma forma que a do Brasil na Figura 5. As inclinações ficaram entre 0.56 e 0.98, com mediana de 0.82. Os Estados Unidos ficam fora deste teste, que tem 212 eleições de 29 países.
[16] Nos testes de permutação dos blocos, sorteamos os blocos de cada eleição de forma independente. Como eleições de países diferentes realizadas no mesmo período estão sujeitas aos mesmos choques globais, os p-valores verdadeiros tendem a ser maiores do que os indicados, e o poder, menor. Descontado o S&P 500, este efeito fica pequeno, mas o aumento de 6% deve ser lido como uma aproximação.
[17] Para calcular o p-valor, sorteamos os rótulos de eleição entre os anos de cada país. Sem o desconto do S&P 500, o mês seguinte à votação foi 4.1% mais volátil do que o anterior, contra 1.1% nos anos sem eleição (p-valor de 0.39). O teste que sorteia, em cada eleição, a ordem entre o mês anterior e o seguinte, sem comparar com os anos sem eleição, resulta em um p-valor de 0.01 com o desconto e de 0.17 sem ele. Como a alta também ocorre nos anos sem eleição, o p-valor de 0.01 não indica um efeito próprio da eleição.
[18] Sem o desconto do S&P 500, o mês anterior à votação foi 4.0% mais volátil do que o típico nas eleições regulares (p-valor de 0.08), 6.1% nas voluntárias (0.18) e igual ao típico nas forçadas (0.50). Depois da votação, também sem o desconto, os p-valores na comparação com os anos sem eleição são de 0.07 nas voluntárias e de 0.13 nas forçadas. Nas eleições regulares, o mês seguinte à votação foi 4.7% mais volátil do que o anterior com o desconto, próximo dos 3.9% dos anos sem eleição.
[19] Usar o percentil, em vez do retorno, permite comparar países com níveis de retorno e de inflação muito diferentes. Um percentil de 41, por exemplo, indica que 41% dos períodos de 252 pregões da história do índice tiveram retorno menor. O retorno começa no último fechamento antes da data decisiva. Ficam de fora as eleições sem 252 pregões de dados depois da votação e as sem classificação do vencedor, o que deixa 219 eleições.
[20] O Kadima FIC FIF MM RL era o mais antigo fundo da Kadima e, em dezembro de 2025, tornou-se, por ato dos prestadores de serviços essenciais, uma subclasse do seu antigo fundo master. Tal movimento visa aprimorar a eficiência do fundo para os investidores, reduzindo alguns custos fixos e permitindo um melhor gerenciamento do caixa do fundo.
[21] O Kadima High Vol FIC FIF Multimercado RL tornou-se, em agosto de 2026, por ato dos prestadores de serviços essenciais, uma subclasse do seu antigo fundo master, o Kadima HV Master FIF MM RL. Tal movimento visa aprimorar a eficiência do fundo para os investidores, reduzindo alguns custos fixos e permitindo um melhor gerenciamento do caixa do fundo.
[22] O fundo Icatu Kadima FIE Previdência FIC FIF Multimercado CP RL compra pelo menos 95% de seu patrimônio em cotas do Kadima FIFE Previdência FIF Multimercado RL.
[23] O fundo Kadima Zurich FIE Previdência FIC FIF Multimercado CP RL compra pelo menos 95% de seu patrimônio em cotas do Kadima FIFE Previdência FIF Multimercado RL.
[24] O fundo Kadima XP Seguros Prev FIFE FIF Multimercado CP RL é um fundo espelho, seguindo a mesma estratégia.
[25] O fundo Kadima XP Seguros Prev FIE FIC Multimercado CP RL compra pelo menos 95% de seu patrimônio em cotas do Kadima XP Seguros Prev FIFE FIF Multimercado CP RL.
[26] Kadima IVP I FIF da Classe FIC Multimercado RL
[27] Bradesco Kadima II FIE II FIF CIC Multimercado RL
[28] O fundo Kadima Long Short Prev FIF em Cotas de FIM compra pelo menos 95% de seu patrimônio em cotas do Kadima Long Short Previdência FIF em Cotas de FIM.
[29] O fundo Kadima XP Seguros Prev Long Short FIC Multimercado RL compra pelo menos 95% de seu patrimônio em cotas do Kadima Long Short Previdência FIF em Cotas de FIM.
[30] O fundo Kadima Long Bias XP Seg Prev FIC Multimercado RL compra pelo menos 95% de seu patrimônio em cotas deste fundo.
[31] A estratégia está sendo distribuída na Brasilprev através de um veículo chamado Kadima Total Return, o qual também segue a estratégia long bias na previdência.
[32] O fundo Kad IMA B XP Seguros Prev FIC Multimercado RL compra pelo menos 95% de seu patrimônio em cotas deste fundo.
[33] O fundo Kadima IMA-B Prev FICFIM RL Access compra pelo menos 95% de seu patrimônio em cotas deste fundo.
[34] X é a média ponderada do yield dos títulos que compõem o IMA-B, calculado diariamente.
[35] O Kad IMAB FIC FIF RF LP RL tornou-se, em julho de 2026, por ato dos prestadores de serviços essenciais, uma subclasse do seu antigo fundo master, o Kad IMA-B Master FIFRF. O mesmo ocorreu com o Kadima IMAB Institucional FIC FIF RF LP RL, que deu origem à Subclasse Kadima IMA-B Institucional, voltada a investidores profissionais, que segue a mesma estratégia, mas com uma estrutura de taxas diferenciada: não há repasse de percentual ao distribuidor, a taxa de administração é mais baixa e a taxa de performance é mais elevada. Não houve mudança de taxas ou condições para os cotistas.
Kadima International Alpha FIF Mult RL: Início do Fundo: 13/05/2024. PL Médio em 12 meses: R$ 10,518,570.00. Taxa global: 2.00% a.a. (máx. de 2.00% a.a.). Taxa de Performance: 20% do que exceder o CDI. Público-alvo: Investidores Qualificados. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+10 (corridos). Liquidação de Resgates: D+2 da Cotização.
Kadima Master FIF MM RL – Subclasse Kadima I: Início do Fundo: 11/05/2007. PL da Subclasse em 30/09/2026: R$ 4,967,911.00. PL Médio em 12 meses: R$ 7,656,280.00. Taxa global: 1.25% a.a. (máx. de 1.25% a.a.). Taxa de Performance: 20% do que exceder o CDI. Público-alvo: Investidores em Geral. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+0. Liquidação de Resgates: D+1. Até o dia 6-dez-2013 a taxa de performance era de 25%. Até o dia 28/02/2024 a taxa de administração era de 2% a.a. No dia 19/12/2025 o fundo Kadima FIC FIF Mult RL foi convertido em uma subclasse do Kadima Master FIF MM RL, se tornando Kadima Master FIF MM RL – Subclasse Kadima I (CNPJ: 09.412.694/0001-49, Código CVM: 7DDYN1765576700).
Kadima Master FIF MM RL – Subclasse Kadima II: Início do Fundo: 30/04/2008. PL da Subclasse em 30/09/2026: R$ 37,528,628.00. PL Médio em 12 meses: R$ 46,139,321.00. Taxa global: 2.00% a.a. (máx. de 2.00% a.a.). Taxa de Performance: 20% do que exceder o CDI. Público-alvo: Investidores em Geral. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+10. Liquidação de Resgates: D+1 da Cotização. Até o dia 6-dez-2013 a taxa de performance era de 25%. No dia 19/12/2025 o fundo Kadima II FIC FIF Mult RL foi convertido em uma subclasse do Kadima Master FIF MM RL, se tornando Kadima Master FIF MM RL – Subclasse Kadima II (CNPJ: 09.412.694/0001-49, Código CVM: P4CS71765577067).
Kadima HV Master FIF MM RL – Subclasse High Vol: Início do Fundo: 23/03/2012. PL da Subclasse em 30/09/2026: R$ 51,077,701.00. PL Médio em 12 meses: R$ 66,223,723.00. Taxa global: 2.00% a.a. (máx. de 2.00% a.a.). Taxa de Performance: 20% do que exceder o CDI. Público-alvo: Investidores Qualificados. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+10. Liquidação de Resgates: D+1 da Cotização. Até o dia 6-mar-2013 a taxa de administração era de 0.75% e não havia taxa de performance. No dia 03/08/2026 o fundo Kadima High Vol FIC FIF MM RL foi incorporado e convertido em uma subclasse do seu fundo master, se tornando Kadima HV Master FIF MM RL – Subclasse High Vol (CNPJ: 43.761.843/0001-13, Código CVM: E9ATM1784638822).
Kadima Long Short Plus FIF Ações – RL: Início do Fundo: 12/04/2022. PL Médio em 12 meses: R$ 62,141,964.00. Taxa global: 2.00% a.a. (máx. de 2.00% a.a.). Taxa de Performance: 20% do que exceder o CDI. Público-alvo: Investidores Qualificados. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+10. Liquidação de Resgates: D+2 da Cotização. Em 13/01/2026, o Kadima Long Short Plus FIC FIF Ações – RL foi incorporado ao seu fundo master, Kadima Long Short Plus Master FIF Ações – RL. Este passou a chamar-se Kadima Long Short Plus FIF Ações – RL e passou a cobrar as atuais taxas de administração e performance. Antes disto o fundo não cobrava taxas.
Kadima FIFE Previdência FIF Mult RL: Início do Fundo: 28/09/2018. PL Médio em 12 meses: R$ 81,281,711.00. Taxa global: 1.20% a.a. (máx. de 1.20% a.a.). Taxa de Performance: não há. Público-alvo: Aplicações de recursos através de Planos PGBL e VGBL. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+2 (úteis). Liquidação de Resgates: D+1 da Cotização.
Kadima Long Short Previdência FIM: Início do Fundo: 15/05/2020. PL Médio em 12 meses: R$ 19,657,417.00. Taxa global: 1.00% a.a. (máx. de 1.00% a.a.). Taxa de Performance: 20% do que exceder o CDI+0.9%. Público-alvo: Aplicações de recursos através de Planos PGBL e VGBL. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+5 (úteis). Liquidação de Resgates: D+2 da Cotização.
Kadima Long Bias FIF Mult RL: Início do Fundo: 26/08/2019. PL Médio em 12 meses: R$ 15,405,733.00. Taxa global: 1.75% a.a. (máx. de 1.75% a.a.). Taxa de Performance: 20% do que exceder o IPCA+X, vide regulamento. Público-alvo: Investidores em Geral. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+10. Liquidação de Resgates: D+2 da Cotização.
Kadima Equities FIF em Ações: Início do Fundo: 17/12/2010. PL Médio em 12 meses: R$ 17,579,850.00. Taxa global: 1.35% a.a. (máx. de 1.35% a.a.). Taxa de Performance: 20% do que exceder o Ibovespa. Público-alvo: Investidores em Geral. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+5 (úteis). Liquidação de Resgates: D+2 da Cotização. Em 23/06/2025 o fundo Kadima Equities Master FIA foi incorporado ao Kadima Equities FIC FIA e este passou a se chamar Kadima Equities FIF em Ações.
Kadima Long Bias FIFE Previdência FIF Mult RL: Início do Fundo: 20/07/2021. PL Médio em 12 meses: R$ 10,922,257.00. Taxa global: 1.05% a.a. (máx. de 1.05% a.a.). Taxa de Performance: 20% do que exceder o IPCA+X+0.7%. Público-alvo: Aplicações de recursos através de Planos PGBL e VGBL. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+5 (úteis). Liquidação de Resgates: D+2 da Cotização.
Kad IMA-B Master FIFRF – Subclasse Kadima IMA-B: Início do Fundo: 13/12/2021. PL da Subclasse em 30/09/2026: R$ 18,321,500.00. PL Médio em 12 meses: R$ 30,950,245.00. Taxa global: 0.80% a.a. (máx. de 0.80% a.a.). Taxa de Performance: 20% do que exceder o IMA-B. Público-alvo: Investidores em Geral. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+5 (úteis). Liquidação de Resgates: D+1 da Cotização. Em 13/07/2026, o Kad IMAB FIC FIF RF LP – RL foi incorporado e convertido em uma subclasse do seu fundo master, se tornando Kad IMA-B Master FIFRF – Subclasse Kadima IMA-B (CNPJ: 43.774.619/0001-66, Código CVM: EA7RA1782832829).
Kad IMA-B Master FIFRF – Subclasse Kadima IMA-B Institucional: Início do Fundo: 11/02/2026. PL da Subclasse em 30/09/2026: R$ 117,141,019.84. Taxa global: 0.25% a.a. (máx. de 0.25% a.a.). Taxa de Performance: 30% do que exceder o IMA-B. Público-alvo: Investidores Profissionais. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+5 (úteis). Liquidação de Resgates: D+1 da Cotização. Em 13/07/2026, o Kadima IMAB Institucional FIC FIF RF LP RL foi incorporado e convertido em uma subclasse do Kad IMA-B Master FIFRF, se tornando Kad IMA-B Master FIFRF – Subclasse Kadima IMA-B Institucional.
Kad IMAB FIFE FIF Mult RL: Início do Fundo: 13/12/2021. PL Médio em 12 meses: R$ 76,448,578.00. Taxa global: 0.48% a.a. (máx. de 0.48% a.a.). Taxa de Performance: 20% do que exceder o IMA-B+0.32%. Público-alvo: Aplicações de recursos através de Planos PGBL e VGBL. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+5 (úteis). Liquidação de Resgates: D+1 da Cotização.
Kadima RF Ativa FIF RF LP RL: Início do Fundo: 29/06/2022. PL Médio em 12 meses: R$ 304,844,112.00. Taxa global: 0.44% a.a. (máx. de 0.44% a.a.). Taxa de Performance: 14% do que exceder o CDI+0.26%. Público-alvo: Investidores em Geral. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+3 (úteis). Liquidação de Resgates: D+1 da Cotização. Em 13/12/2024, o Kadima RF Ativa FIC FIRF LP foi incorporado ao seu fundo master, Kadima RF Ativa Master FIRF LP. Este passou a chamar-se Kadima RF Ativa FIRF LP, passou a cobrar as atuais taxas de administração e performance e o benchmark passou a ser CDI+0.26%. Antes disto o fundo não cobrava taxas.
Kadima Institucional FIF Multimercado RL – Subclasse Kadima FOF Institucional RL: Início do Fundo: 15/07/2026. Taxa de Administração: 0.10% a.a. (máx. 0.10% a.a. decaindo conforme descrito no apêndice). Taxa de Gestão: 0.40% a.a. Taxa de Performance: 20% do que exceder o CDI. Público-alvo: Investidores em Geral. Cota de Aplicação: D+0. Cota de Resgate: D+0. Liquidação de Resgates: D+1 da Cotização. Fundo com menos de seis meses de histórico.
Material de divulgação. As informações contidas nesta carta são meramente informativas e não se constituem em qualquer tipo de aconselhamento de investimentos, não devendo ser utilizadas com este propósito. Os investidores não devem se basear nas informações aqui contidas sem buscar o aconselhamento de um profissional. Nenhuma informação contida nesta carta constitui uma solicitação, oferta ou recomendação para compra ou venda de quotas de qualquer fundo de investimento gerido ou patrocinado pela Kadima Gestão de Investimentos Ltda. (“Kadima Asset Management” ou apenas “Kadima”) ou de quaisquer outros valores mobiliários, nem poderá ser entendida como tal em qualquer jurisdição na qual tal solicitação, oferta ou recomendação seriam consideradas ilegais. As opiniões, análises e projeções contidas nesta carta refletem a visão da gestora na data de sua elaboração, podem ser alteradas sem aviso prévio e não constituem garantia de resultados. Embora colhidas em fontes confiáveis e selecionadas, a Kadima não assegura a exatidão, atualização, precisão, adequação ou veracidade das informações contidas nesta carta, e a Kadima, seus diretores, administradores ou funcionários não aceitam qualquer responsabilidade, direta ou consequente, por qualquer prejuízo decorrente do uso dessas informações. Rentabilidade obtida no passado não representa garantia de resultados futuros. Quaisquer dados de rentabilidade divulgados nesta carta não são líquidos de impostos e de eventuais taxas de saída. Investimentos nos fundos de investimento geridos ou patrocinados pela Kadima, assim como em quaisquer investimentos nos mercados financeiros e de capitais, estão sujeitos a riscos de perda do capital investido. Os investidores devem ter em conta que o valor dos investimentos pode tanto subir quanto cair, e os investidores podem não recuperar o valor investido. Para avaliação da performance de um fundo de investimento, é recomendável a análise de, no mínimo, 12 (doze) meses. Leia o Regulamento, o Anexo-Classe e o Apêndice-Subclasse, conforme o caso, disponíveis em https://web.cvm.gov.br/app/fundosweb/#/consultaPublica (consulta pelo CNPJ), antes de investir. Fundos de investimento não contam com garantia do Administrador, do Gestor, de qualquer mecanismo de seguro ou do Fundo Garantidor de Créditos – FGC. As taxas segregadas que compõem a Taxa Global podem ser consultadas na Plataforma de Transparência de Taxas da ANBIMA, em www.data.anbima.com/busca/transparencia-de-taxas-de-fundos. Comparações com indicadores, exceto o benchmark, são mera referência econômica e não meta ou parâmetro de performance. Volatilidade: desvio-padrão anualizado dos retornos diários. Índice de Sharpe: retorno em excesso ao CDI dividido pela volatilidade. Max. drawdown: maior queda da cota entre um pico e o vale seguinte. Correlação: grau (–100% a 100%) em que fundo e indicador variam juntos. Beta: sensibilidade do fundo ao benchmark. Tracking error: desvio-padrão anualizado da diferença de retorno entre fundo e benchmark. Master: fundo no qual a estratégia é implementada. Os dados de patrimônio (AuM e PL) têm como fonte a Kadima, e as estatísticas de índices de mercado têm como fonte Economática, B3 e Bloomberg, ambos com a data de referência indicada nesta carta. Nada nesta carta constitui conselho legal, fiscal ou de investimento. Esta carta não é direcionada a qualquer pessoa em qualquer jurisdição onde (por motivo de nacionalidade, residência ou outra condição de tal pessoa) a disponibilização das informações aqui contidas seja proibida. Supervisão e fiscalização: Comissão de Valores Mobiliários – CVM; Serviço de Atendimento ao Cidadão em www.cvm.gov.br.
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