cs21 difusión de las ideas.pdf - Exordio
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Curiosamente, Rogalski y Tinic (1986) <strong>de</strong>tectan <strong>de</strong> forma adicional, que esta<br />
fuerte estacionalidad está muy relacionada con el nivel <strong>de</strong> capitalización bursátil<br />
<strong>de</strong> <strong>las</strong> empresas. Concretamente, <strong>de</strong>muestran a nivel empírico que en el mes<br />
<strong>de</strong> enero se observan rentabilida<strong>de</strong>s anormalmente altas para empresas con<br />
menor capitalización bursátil (<strong>las</strong> cuales a<strong>de</strong>más presentan un mayor grado <strong>de</strong><br />
volatilidad en sus rendimientos), y, a su vez, rentabilida<strong>de</strong>s anormalmente<br />
bajas para empresas con mayor capitalización bursátil. Este fenómeno<br />
conocido cómunmente como "efecto tamaño", ya había sido <strong>de</strong>scubierto en el<br />
mercado norteamericano por Banz (1981).<br />
También, el trabajo <strong>de</strong> Keim (1983) concluye que un consi<strong>de</strong>rable porcentaje<br />
<strong>de</strong> los rendimientos <strong>de</strong> <strong>las</strong> empresas <strong>de</strong> baja capitalización bursátil se obtenían<br />
durante el mes <strong>de</strong> enero, concentrándose en los cinco primeros días <strong>de</strong> enero.<br />
Por su parte, Rubio (1993) concluye que el efecto tamaño se <strong>de</strong>be, en un alto<br />
porcentaje, a lo que se <strong>de</strong>nomina efecto enero y que dicho efecto se presenta,<br />
al menos para el mercado norteamericano, en la primera semana <strong>de</strong><br />
contratación <strong>de</strong>l año.<br />
Rogalski y Tinic (1986) explican parcialmente la relación entre el efecto tamaño<br />
y el efecto enero por diferencias mensuales en el riesgo sistemático, en la<br />
medida que encontraban que <strong>las</strong> empresas <strong>de</strong> mayor tamaño tenían una menor<br />
medida <strong>de</strong> riesgo sistemático en enero que en otros meses <strong>de</strong>l año y que <strong>las</strong><br />
empresas <strong>de</strong> menor tamaño presentaban un mayor medida <strong>de</strong> riesgo<br />
sistemático. Más aún, encuentran diferencias mensuales en la medida <strong>de</strong>l<br />
riesgo total o varianza <strong>de</strong> <strong>las</strong> rentabilida<strong>de</strong>s <strong>de</strong> los activos, <strong>de</strong> manera que <strong>las</strong><br />
carteras <strong>de</strong> <strong>las</strong> empresas <strong>de</strong> menor tamaño tenían en enero varianzas que eran<br />
mayores que <strong>las</strong> varianzas <strong>de</strong> otros meses, mientras que empresas <strong>de</strong> mayor<br />
valor <strong>de</strong> mercado tenían más bajas varianza en enero que en los <strong>de</strong>más meses<br />
<strong>de</strong>l año.<br />
Hay otra hipótesis utilizada en muchos trabajos para explicar <strong>de</strong> forma parcial<br />
el fenómeno estacional y que se <strong>de</strong>be a Branch (1977), Dyl (1977) y Roll (1983)<br />
y que <strong>de</strong>staca Rubio (1993). Esta hipótesis aplicada por Rubio para el mercado<br />
global <strong>de</strong> activos se basa en la existencia <strong>de</strong> incentivos fiscales para realizar<br />
minusvalías, lo que da lugar a una fuerte presión a la baja <strong>de</strong> los precios <strong>de</strong> los<br />
activos hacia el final <strong>de</strong>l año. Los inversores, en un intento <strong>de</strong> beneficiarse <strong>de</strong><br />
esos incentivos fiscales por pérdidas <strong>de</strong> capital, presionan a la baja los precios<br />
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