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<article-title xml:lang="es"><![CDATA[Efecto día feriado en los principales mercados accionarios de Latinoamérica]]></article-title>
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<abstract abstract-type="short" xml:lang="en"><p><![CDATA[This article studies the pre and post holiday effects, also known as holiday effect, for the most important stock markets in Latin America: Brazil, Mexico, Chile, Argentina, Peru and Colombia, through their main stock price indexes for a 20-year time frame going from 1990 to 2009. Results show that the pre-holiday effect exists for the Chilean, Peruvian and Brazilian markets. Particularly for Chile and Peru, returns for days prior to holidays are almost seven times higher than on regular days. Post-holiday effects are accounted for in Mexico, Brazil and Peru. Returns for these days are accounted for as three times higher than a normal trading day. For the Colombian and Argentinian markets, no effects were found. Also, the holiday effect is proven to be independent from other calendar anomalies, such as weekend or end-of-the-year effects.]]></p></abstract>
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</front><body><![CDATA[  	    <p align="center"><font face="verdana" size="4"><b>Efecto d&iacute;a feriado en los principales mercados accionarios de Latinoam&eacute;rica</b></font></p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="3"><b>Holiday effect on the main stock markets of Latin America</b></font></p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><b>Werner Kristjanpoller Rodr&iacute;guez</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><i>Universidad T&eacute;cnica Federico Santa Mar&iacute;a</i> <a href="mailto:werner.kristjanpoller@usm.cl">werner.kristjanpoller@usm.cl</a></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Fecha de recepci&oacute;n: 07.12.2010    ]]></body>
<body><![CDATA[<br> 	Fecha de aceptaci&oacute;n: 09.02.2011</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Resumen</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Este art&iacute;culo estudia los efectos pre y posferiados, tambi&eacute;n conocidos conjuntamente como efecto del d&iacute;a feriado, en los principales mercados accionarios latinoamericanos: Brasil, M&eacute;xico, Chile, Argentina, Per&uacute; y Colombia, a trav&eacute;s de sus principales &iacute;ndices accionarios para un periodo de veinte a&ntilde;os, comprendido desde 1990 a 2009. Los resultados obtenidos evidencian que el efecto preferiado existe para los mercados de Chile, Per&uacute; y Brasil; para los dos primeros, los rendimientos de los d&iacute;as previos a los feriados son casi siete veces m&aacute;s altos que los obtenidos en d&iacute;as normales. El efecto posferiado existe para los mercados de M&eacute;xico, Brasil y Per&uacute;; los rendimientos de estos d&iacute;as son casi tres veces mayores que un d&iacute;a cualquiera. Para los mercados de Colombia y Argentina no existe ninguno de estos efectos. Adem&aacute;s, se comprueba que el efecto feriado es independiente de otras anomal&iacute;as de calendario como el efecto fin de semana y efecto fin de a&ntilde;o.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Palabras claves:</b> efecto d&iacute;a feriado, mercado accionario, mercados emergentes, GARCH.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Abstract</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">This article studies the pre and post holiday effects, also known as holiday effect, for the most important stock markets in Latin America: Brazil, Mexico, Chile, Argentina, Peru and Colombia, through their main stock price indexes for a 20&#45;year time frame going from 1990 to 2009. Results show that the pre&#45;holiday effect exists for the Chilean, Peruvian and Brazilian markets. Particularly for Chile and Peru, returns for days prior to holidays are almost seven times higher than on regular days. Post&#45;holiday effects are accounted for in Mexico, Brazil and Peru. Returns for these days are accounted for as three times higher than a normal trading day. For the Colombian and Argentinian markets, no effects were found. Also, the holiday effect is proven to be independent from other calendar anomalies, such as weekend or end&#45;of&#45;the&#45;year effects.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Keywords:</b> holiday effect, stock market, emerging markets, GARCH.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>  	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Introducci&oacute;n</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los efectos de calendario en los mercados burs&aacute;tiles han sido investigados durante muchos a&ntilde;os en varios pa&iacute;ses (Merrill, 1966; Fosback, 1976; Lakonishok y Smidt, 1988; Pettengill, 1989; Ziemba, 1991; Cadsby y Ratner, 1992; Wilson y Jones, 1993; Kim y Park, 1994; Mills y Coutts, 1995, Arsady Coutts, 1997; Arumugam, 1999). La presencia de estas anomal&iacute;as en el mercado y su conocimiento por parte de los inversores es importante para el manejo de carteras de inversi&oacute;n, para decidir qu&eacute; d&iacute;as comprar o vender acciones, para tomar decisiones sobre qu&eacute; d&iacute;a lanzar acciones al mercado, entre otros aspectos. Desde el punto de vista te&oacute;rico, la existencia de estas anomal&iacute;as demuestran que la teor&iacute;a de la eficiencia de mercado no se cumple perfectamente.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El efecto d&iacute;a de la semana, cambio de mes, fin de a&ntilde;o y el preferiado son los m&aacute;s estudiados. Estos efectos representan una anomal&iacute;a que va en contra de la eficiencia de los mercados. En particular el efecto d&iacute;a feriado se divide en pre y posferiado, d&iacute;as en los cuales se ha podido evidenciar en algunos mercados comportamientos an&oacute;malos de la rentabilidad.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El efecto preferiado ha sido analizado en varios mercados desarrollados y emergentes. Ariel (1990) y Kim y Park (1994) estudiaron el mercado accionario norte americano en donde encontraron evidencia del efecto preferiado, caracterizado por rentabilidades del d&iacute;a previo al feriado muy superiores al promedio de los dem&aacute;s d&iacute;as. Ariel (1990) encuentra evidencia que los rendimientos del d&iacute;a preferiado son 8.9 veces mayor que los dem&aacute;s d&iacute;as para una cartera equiponderada del mercado norteamericano para el periodo 1963&#45;1982. Kim y Park (1994) tambi&eacute;n estudiaron el efecto en el mercado accionario brit&aacute;nico y japon&eacute;s, en los que hallaron evidencia de una rentabilidad de los d&iacute;as preferiados mayor al resto de los d&iacute;as. Para el mercado espa&ntilde;ol, Meneu y Pardo (2004) analizaron algunas acciones individuales, concluyendo que existe evidencia del efecto feriado. Marret y Worthington (2007) analizaron el mercado australiano demostrando tambi&eacute;n la existencia del efecto preferiado, mientras que del efecto posferiado no se encontr&oacute; evidencia. Foster y Viswanathan (1990) argumentan que la alta volatilidad de los d&iacute;as en torno al feriado est&aacute; asociada a bajos vol&uacute;menes de transacci&oacute;n.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">En el nivel latinoamericano no existe un estudio particular que analice el efecto pre y posferiado en los principales mercados accionarios, tanto en rentabilidad, volatilidad y volumen. Es por ello que en este art&iacute;culo se busca caracterizar estos fen&oacute;menos, revisando antecedentes de la anomal&iacute;a, eficiencia de los mercados accionarios e informaci&oacute;n relevantes para administradores de carteras e inversionistas individuales.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los mercados burs&aacute;tiles analizados en este estudio est&aacute;n caracterizados por el principal &iacute;ndice accionario: BOVESPA (Brasil), IPyC (M&eacute;xico), IPSA (Chile), Merval (Argentina), IGBVL (Per&uacute;) y el IGBC (Colombia). El periodo de estudio comprende desde 1990 a 2009, ya que est&aacute;n disponibles los valores diarios de los &iacute;ndices para todos los mercados analizados.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Revisi&oacute;n de la literatura</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los primeros estudios que hacen referencia formalmente al efecto d&iacute;a festivo fueron realizados por Fields (1934), quien analiz&oacute; el comportamiento del Dow Jones en los d&iacute;as previos a los festivos en el periodo 1901&#45;1932, en el que encontr&oacute; una alta frecuencia de transacciones en estos d&iacute;as. Lakonishok y Smidt (1988) encontraron evidencia de anomal&iacute;as en los rendimientos en los d&iacute;as previos a la navidad y al a&ntilde;o nuevo. Ariel (1990) cuantifica que las rentabilidades de los d&iacute;as preferiados son en promedio entre 9 a 14 veces mayores que los otros d&iacute;as. Kim y Park (1994) tambi&eacute;n estudiaron el efecto en el mercado accionario norteamericano, brit&aacute;nico y japon&eacute;s, y encontraron evidencia de la anomal&iacute;a.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Las &uacute;ltimas investigaciones sobre el efecto preferiado (Meneu y Pardo, 2004; Chong <i>et al.,</i> 2005; Marret y Worthington, 2007) han llegado a evidenciar este efecto para los mercados accionarios de Espa&ntilde;a, Estados Unidos, Reino Unido, Hong Kong y Australia. Meneu y Pardo (2004) analizan el IBEX&#45;35 y acciones en particular; llegan a la conclusi&oacute;n de que el efecto preferiado no es causa de otras anomal&iacute;as de calendario, que los vol&uacute;menes transados en el d&iacute;a previo al feriado no son diferentes que los transados en d&iacute;as normales. Marret y Worthington (2007) analizan el efecto posferiado, llegando al resultado de que &eacute;ste no es significativo en el mercado australiano. Chong <i>et al.</i> (2005) demuestran la disminuci&oacute;n y el efecto contrario al preferiado en el mercado estadounidense, indicando que la rentabilidad previa al feriado es negativa entre 1991 y1997, para luego desaparecer en el periodo de 1997 a 2000 argumentando la mayor eficiencia del mercado.</font></p>  	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">Actualmente no existe un consenso entre los investigadores de cu&aacute;l es la raz&oacute;n que genera la existencia del efecto feriado. Cadsby y Retiner (1992) concluyeron que el efecto no pod&iacute;a ser causado por pr&aacute;cticas propias de las instituciones norteamericanas, pues el efecto se evidencia en diferentes mercados.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Pettengill (1989) indica que el efecto preferiado es el resultado de un efecto de cierre, similar al efecto fin de semana. Ariel (1990) apunta la hip&oacute;tesis de que existen inversionistas que preferentemente compran (o evitan vender) en los d&iacute;as preferiados, lo que resulta en altos rendimientos por la demanda.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Deldin <i>et al.</i> (1986) atribuyen el efecto a factores sicol&oacute;gicos; la teor&iacute;a del buen humor puede infuir en los rendimientos del efecto preferiado porque los estados sicol&oacute;gicos de los sujetos var&iacute;an dependiendo el d&iacute;a y pueden ser responsables de los mayores rendimientos ocurridos en los d&iacute;as preferiados y los d&iacute;as viernes.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Para el caso del mercado latinoamericano son pocas las investigaciones que se han referido a esta anomal&iacute;a de calendario. Garc&iacute;a (2010) analiza diversas anomal&iacute;as de calendario incluyendo el efecto preferiado para el &iacute;ndice LATIBEX que re&uacute;ne empresas de Brasil, M&eacute;xico, Chile, Per&uacute; y Argentina. Los resultados obtenidos indican que no existe ning&uacute;n efecto de calendario para este &iacute;ndice.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El efecto preferiado ha sido estudiado ampliamente, pero el efecto posferiado ha sido poco investigado. El presente estudio busca determinar la existencia de estos dos efectos de calendario en las principales bolsas de Latinoam&eacute;rica.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Metodolog&iacute;a y datos</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El periodo de an&aacute;lisis es del 29 de diciembre de 1989 al 4 de enero de 2010, excepto para el IGBC debido a que los datos obtenidos son a partir del 2 de enero de 1991. Se utilizan los precios de cierres diarios de cada &iacute;ndice (<i>I <sub>i,t</sub></i><i>)</i> expresado en moneda original y sin ajuste por inflaci&oacute;n. Es importante mencionar la posibilidad de diferentes resultados si se utiliza la rentabilidad derivada de los valores de los &iacute;ndices en moneda local o moneda extranjera, tal cual lo reportan para el efecto enero L&oacute;pez y Rodr&iacute;guez (2010). En este caso en particular, dado que existen varios d&iacute;as feriados propios de cada pa&iacute;s y que el efecto tiene una cierta condici&oacute;n cultural, el estudio se realiza con moneda local. Todos los valores fueron obtenidos desde la base Econom&aacute;tica.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">La rentabilidad continua o logar&iacute;tmica de la serie de precios de cierre de los &iacute;ndices se calcula como:</font></p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/cya/v57n2/a3e1.jpg"></font></p>  	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">La metodolog&iacute;a para el an&aacute;lisis del efecto feriado es realizar un an&aacute;lisis de regresi&oacute;n del rendimiento <i>versus</i> el tiempo mediante un m&eacute;todo autorregresivo de heterocedasticidad condicional, espec&iacute;ficamente un modelo GARCH(1,1) debido a que las series de rendimientos de los &iacute;ndices presentan volatilidad no constante a trav&eacute;s del tiempo y con acumulaciones en ciertos periodos. Para la estimaci&oacute;n de los modelos, se utiliza el software EViews (Econometric Views). Las series deben cumplir con ser un proceso estoc&aacute;stico estacionario de acuerdo con Bollerslev (1986); la estacionariedad de las series puede ser medida con la prueba estad&iacute;stica de Dickey&#45;Fuller aumentada.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El modelo planteado para determinar la existencia de los efectos pre y posferiado utiliza variables dicot&oacute;micas para identificar los d&iacute;as pre y posferiados, y los dem&aacute;s d&iacute;as (no feriados), incorpor&aacute;ndose la autorregresi&oacute;n para cada uno de los mercados con rezago m&aacute;ximo obtenido de los correlogramas. El modelo se define de la siguiente forma (modelo 1):</font></p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/cya/v57n2/a3e2.jpg"></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">donde <i>PH<sub>i</sub></i> es una variable <i>dummy</i> de cada mercado que tiene valor 1 cuando el d&iacute;a corresponde a un d&iacute;a previo a festivo y 0 para cualquier otro d&iacute;a, <i>POH<sub>i</sub></i> es una <i>dummy</i> que tiene valor 1 cuando el d&iacute;a corresponde al d&iacute;a siguiente de un feriado y 0 en cualquier otro caso, <i>NH<sub>i</sub></i> tiene valor 1 para cualquier d&iacute;a que no corresponda a un d&iacute;a previo o posterior a un festivo, <i>p</i> corresponde al m&aacute;ximo rezago de la autorregresi&oacute;n. La varianza condicional del modelo tiene la siguiente definici&oacute;n:</font></p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/cya/v57n2/a3e3.jpg"></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Meneu y Pardo (2004) investigaron si el efecto preferiado estaba relacionado con otros efectos de calendario como el efecto viernes (o efecto fin de semana) y el efecto fin de a&ntilde;o. Kristjanpoller (2009) concluye que en los mercados de Brasil, Chile, Colombia y Per&uacute; el efecto viernes s&iacute; existe con una significancia estad&iacute;stica mayor al 95%, con rentabilidades promedio de los d&iacute;as viernes por sobre la rentabilidad promedio del resto de los d&iacute;as de tres veces para el caso brasile&ntilde;o, ocho veces para el caso peruano y m&aacute;s de quince veces para el caso chileno y colombiano. La relaci&oacute;n del efecto feriado y estas otras anomal&iacute;as de calendario se atribuye a que muchos d&iacute;as pre o posferiados coinciden con el d&iacute;a viernes o con el fin de a&ntilde;o, por lo que el efecto feriado podr&iacute;a estar sesgado o ser explicado por suceder en estos d&iacute;as. Para determinar esta relaci&oacute;n se realiz&oacute; un nuevo modelo GARCH (1,1) que incluye el efecto viernes y otro con el de fin de a&ntilde;o. El siguiente modelo es establecido para determinar la relaci&oacute;n entre estas anomal&iacute;as de calendario (modelo 2):</font></p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/cya/v57n2/a3e4.jpg"></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">donde la variable <i>V<sub>i</sub></i> tiene valor 1 si el d&iacute;a es viernes y 0 para cualquier otro caso. An&aacute;logamente para el caso del efecto a&ntilde;o nuevo se define la variable <i>AN<sub>i</sub></i> que tiene valor 1 para el d&iacute;a de transacci&oacute;n previo y posterior al a&ntilde;o nuevo y 0 para cualquier otro d&iacute;a; el modelo es el siguiente (modelo 3):</font></p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/cya/v57n2/a3e5.jpg"></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Para complementar el an&aacute;lisis del efecto feriado y encontrar alguna explicaci&oacute;n se estudi&oacute; el volumen de transacci&oacute;n medido en moneda local para cada pa&iacute;s. Esto permitir&aacute; investigar alguna posible relaci&oacute;n entre los efecto pre y posferiados y la variable de liquidez correspondiente al volumen. Meneu y Pardo (2004) indican que el volumen de transacci&oacute;n est&aacute; positivamente correlacionado con los rendimientos. Dado que el efecto preferiado tiene rendimientos positivos, si existiera una relaci&oacute;n con el volumen, &eacute;sta ser&iacute;a que el volumen en estos d&iacute;as fuera mayor que el resto de los d&iacute;as. Los resultados de su an&aacute;lisis indican que el volumen de transacci&oacute;n en los d&iacute;as preferiados no es diferente a los otros d&iacute;as.</font></p>  	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">Kiymaz y Berument (2003) modelan el logaritmo del volumen en un modelo GARCH (1,1), en el que encuentran que el d&iacute;a de menor volumen es el viernes, que a la vez es el de mayor rendimiento y con mayor volatilidad. Los resultados est&aacute;n en concordancia con Foster y Viswanathan (1990) que indican que la mayor volatilidad est&aacute;n asociados con bajos niveles de volumen transado.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Para el an&aacute;lisis de volumen se calcula un ratio para cada d&iacute;a, dividiendo el volumen del d&iacute;a por el promedio del volumen de los 25 d&iacute;as previos y los siguientes 25 d&iacute;as, lo cual implica un promedio m&oacute;vil de m&aacute;s de dos meses de transacciones, incorporando m&aacute;s de cinco semanas de vol&uacute;menes previos y cinco semanas de vol&uacute;menes posteriores al d&iacute;a analizado. El an&aacute;lisis de volumen se realizar&aacute; para cada mercado seg&uacute;n la disponibilidad de informaci&oacute;n de las transacciones burs&aacute;tiles. Los datos del valor de los &iacute;ndices y de volumen de transacci&oacute;n son obtenidos de la base de datos Econom&aacute;tica.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>An&aacute;lisis de resultados</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">La estad&iacute;stica descriptiva de los rendimientos de cada uno de los &iacute;ndices analizados se puede observar en el <a href="/img/revistas/cya/v57n2/a3c1.jpg" target="_blank">cuadro 1</a>. Vemos que todos los &iacute;ndices presentan rentabilidad promedio positiva en moneda local. El BOVESPA tiene la mayor rentabilidad diaria promedio con 0.3266%; luego le sigue el &iacute;ndice de la Bolsa de Valores de Lima con un 0.2142%; el IPSA, el IPyC y el MERVAL presentan la menor rentabilidad promedios en torno al 0.08%. Tambi&eacute;n se puede ver que todos los mercados presentan simetr&iacute;a sesgada hacia la derecha y en t&eacute;rminos de curtosis todas las series poseen una forma leptoc&uacute;rtica.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Al descomponer la serie seg&uacute;n d&iacute;as pre y posferiados, y el resto de los d&iacute;as, se obtienen las estad&iacute;sticas reportadas en el <a href="/img/revistas/cya/v57n2/a3c2.jpg" target="_blank">cuadro 2</a>. El mercado brasile&ntilde;o presenta el mayor rendimiento promedio para los d&iacute;as pre y posferiados con un rentabilidad de 0.6858% y de 0.7312%, respectivamente. En segundo lugar, se ubica el IGBVL peruano con rentabilidades promedio de 0.4348% preferiado y 0.4527% posferiado. El mercado chileno posee un rendimiento promedio negativo para los d&iacute;as posferiado (&#45;0.0816%) al igual que el MERVAL argentino, pero este en menor cuant&iacute;a (&#45;0.0332%). El IPyC tambi&eacute;n presenta rentabilidad promedio negativa para los d&iacute;as preferiados con un valor de &#45;0.0752%.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Para todos los mercados, excepto el mexicano, la rentabilidad promedio de los d&iacute;as posferiados son tres veces mayores que la rentabilidad promedio de los d&iacute;as no feriados. Para el IPSA y el MERVAL, los posferiados son menores que los no feriados; en cambio, para los dem&aacute;s mercados, el rendimiento promedio de aqu&eacute;llos son mayores que &eacute;stos, en especial para el IPyC y el BOVESPA donde estos d&iacute;as son aproximadamente tres veces mayores que los no feriados.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Se realiz&oacute; la prueba de Dickey&#45;Fuller aumentada para determinar la estacionariedad de las series de rendimientos de los &iacute;ndices; el resultado de dicha prueba determin&oacute; que todas las series de rendimientos son estacionarias, lo que se puede observar en el <a href="/img/revistas/cya/v57n2/a3c3.jpg" target="_blank">cuadro 3</a>.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Al estimar el modelo 1 a los principales &iacute;ndices latinoamericanos se obtiene evidencia de la existencia del efecto preferiado para los mercados accionarios de Chile, Brasil y Per&uacute;. El BOVESPA posee el mayor rendimiento promedio de los d&iacute;as preferiados con una rentabilidad de 0.4155%; le siguen Per&uacute; y Chile con 0.3717% y 0.3635% de rentabilidad, respectivamente; para el IPyC, el IGBC y el MERVAL los coeficientes de la variable PH no son estad&iacute;sticamente significativos, por lo que no se puede concluir la existencia de los efectos en estos mercados.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El efecto posferiado existe en los mercados de M&eacute;xico, Brasil y Per&uacute;. El efecto en el IPyC es el mayor de todos con un rendimiento promedio de 0.4547%, seguido por el BOVESPA con 0.3855% y por el IGBVL con 0.1951% de rentabilidad. En Chile, Colombia y Argentina el efecto posferiado no es significativamente estad&iacute;stico.</font></p>  	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">Brasil y Per&uacute; son los &uacute;nicos mercados donde coexisten los dos efectos relacionados a los feriados. Sus coeficientes son estad&iacute;sticamente significativos muy cercanos al 1%. En Argentina y Colombia no se puede concluir que los efectos pre y posferiados existen. Los resultados obtenidos del modelo 1 se pueden apreciar en el <a href="/img/revistas/cya/v57n2/a3c4.jpg" target="_blank">cuadro 4</a>.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Al considerar el efecto de la rentabilidad de los d&iacute;as viernes, mediante la aplicaci&oacute;n del modelo 2, se puede concluir que en Chile el efecto preferiado a&uacute;n existe con una rentabilidad promedio de 0.2938% y el efecto viernes posee un rendimiento de 0.1928%, mucho mayor que los d&iacute;as no feriados y estad&iacute;sticamente significativo. Para el caso mexicano, el rendimiento de los posferiados sigue siendo alto y significativo con 0.4218%, mientras que el efecto viernes tiene una rentabilidad similar incluso menor que los d&iacute;as no feriados: 0.1268% y 0.1315%, respectivamente.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El rendimiento de los d&iacute;as preferiados en el mercado brasile&ntilde;o baja fuertemente al excluir los d&iacute;as viernes a 0.2593%, mientras que el efecto posferiado disminuye levemente. Por su parte, el efecto viernes es alto con un valor de 0.3019%, m&aacute;s de dos veces mayor que los d&iacute;as no feriados. A pesar de esta infuencia se puede concluir que en Brasil el efecto preferiado a&uacute;n es fuerte si lo comparamos con el resto de los d&iacute;as no feriados que poseen una rentabilidad promedio de 0.1201%, mientras que los preferiados son 2.15 veces superior.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Para el caso del mercado colombiano, al incluir la variable viernes, sigue sin existir efecto feriado, s&oacute;lo que ahora se puede observar la existencia del efecto fin de semana. Dicho efecto tambi&eacute;n se encuentra presente en el mercado accionario peruano y coexiste con el efecto pre y posferiado; estos dos &uacute;ltimos efectos son 14 y 6 veces mayores que el rendimiento de los no feriados.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">En el mercado argentino no existe efecto feriado, pero s&iacute; se detecta efecto fin de semana con un rendimiento promedio de 0.1580%, el cual es 1.8 veces mayor que los d&iacute;as no feriados. Todos los resultados del modelo 2 se pueden observar en el <a href="/img/revistas/cya/v57n2/a3c5.jpg" target="_blank">cuadro 5</a>.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Al estimar el modelo 3, se puede concluir que en el mercado chileno existi&oacute; un efecto fin de a&ntilde;o negativo y que el efecto preferiado se evidencia con un valor casi cinco veces mayor que el rendimiento de los d&iacute;as no feriados. Por su parte, en el mercado accionario mexicano, el efecto fin de a&ntilde;o existi&oacute; con un valor positivo y el efecto posferiado sigue evidenci&aacute;ndose a pesar de incluir la variable fin de a&ntilde;o.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El BOVESPA muestra que, a pesar de incluir el efecto fin de a&ntilde;o, los efectos pre y posferiado contin&uacute;an existiendo; asimismo, se encontr&oacute; evidencia de un efecto fin de a&ntilde;o positivo. Para el caso colombiano se puede concluir que existe efecto preferiado al incluir el efecto fin de a&ntilde;o.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El mercado peruano posee un efecto positivo de fin de a&ntilde;o, en conjunto con la existencia de los efectos pre y posferiado. El mercado argentino s&oacute;lo muestra un fuerte efecto fin de a&ntilde;o positivo. Todos los resultados del modelo 3 se pueden observar en el <a href="/img/revistas/cya/v57n2/a3c6.jpg" target="_blank">cuadro 6</a>.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Cabe mencionar que los vol&uacute;menes de transacci&oacute;n analizados en torno a los d&iacute;as feriados para cada uno de los mercados no est&aacute;n disponibles desde la misma fecha de inicio. De este an&aacute;lisis se puede concluir que para el mercado accionario brasile&ntilde;o, colombiano, mexicano y argentino, en promedio, tanto el d&iacute;a anterior y posterior al feriado, tiene un volumen m&aacute;s bajo que los otros d&iacute;as, en particular para el mercado brasile&ntilde;o y colombiano es significativamente diferente, lo cual podr&iacute;a explicar los altos rendimientos y volatilidad de estos d&iacute;as, seg&uacute;n Foster y Viswanathan (1990).</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Para el caso del mercado accionario peruano los vol&uacute;menes de transacci&oacute;n pre y posferiado en promedio son mayores que los dem&aacute;s d&iacute;as, pero la diferencia no es estad&iacute;sticamente significativa. El mercado accionario chileno muestra en promedio vol&uacute;menes mayores, previo al feriado, y menores, posterior al feriado, al compararlos con los otros d&iacute;as, pero esta diferencia no es significativa.</font></p>  	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="center"><font face="verdana" size="2"><a href="/img/revistas/cya/v57n2/a3c7.jpg" target="_blank">Cuadro 7</a></font></p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Conclusiones</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Al hacer un an&aacute;lisis detallado del efecto feriado en los principales mercados accionarios latinoamericanos se puede concluir que existe evidencia de esta anomal&iacute;a en el periodo de 1990 a 2009.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El efecto preferiado en el mercado accionario chileno es fuerte. El modelo 1 concluye que este efecto es aproximadamente siete veces mayor que el rendimiento promedio de los d&iacute;as no feriados. Al introducir los efectos viernes y fin de a&ntilde;o, el coeficiente de los preferiados disminuye, pero sigue siendo alto y estad&iacute;sticamente significativo con rendimientos promedio de 0.29% y 0.26%, respectivamente. Por lo tanto, se puede concluir que el efecto preferiado en el principal &iacute;ndice chileno, el IPSA, s&iacute; existe y no es producto de las otras anomal&iacute;as de calendario estudiadas. Los modelos realizados indican que el efecto posferiado tiene coeficientes negativos alrededor del &#45;0.05%, pero &eacute;stos no son estad&iacute;sticamente significativos. Con respecto a los vol&uacute;menes transados en los d&iacute;as previos y posterior a un feriado no se puede concluir que son diferentes a los restantes d&iacute;as.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El efecto preferiado para el mercado mexicano no es estad&iacute;sticamente significativo; en cambio, el efecto posferiado s&iacute; est&aacute; presente y es muy marcado. El rendimiento promedio en el modelo original es de 0.45%, que es aproximadamente 3.6 veces mayor que la rentabilidad de los d&iacute;as no feriados. El efecto solamente disminuye un 0.03% con la inclusi&oacute;n del efecto viernes y el efecto fin de a&ntilde;o. Cabe mencionar que el efecto viernes tiene una rentabilidad similar que los d&iacute;as no feriados, mientras que el efecto fin de a&ntilde;o es muy fuerte con un rendimiento promedio de 0.46%. A pesar de la existencia de estos efectos, la rentabilidad de los posferiados no se ve afectada y subsiste por s&iacute; sola. Los vol&uacute;menes de transacci&oacute;n del d&iacute;a posterior a un feriado son menores que el de los restantes d&iacute;as.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El mercado brasile&ntilde;o es uno de los dos mercados donde existen los dos efectos estudiados en conjunto. El efecto preferiado en el modelo 1 y en el modelo 3, que incluye el efecto fin de a&ntilde;o, indica que el rendimiento promedio de este valor es de 0.42% aproximadamente, 2.9 veces mayor que la rentabilidad de los d&iacute;as no feriados. Al incluir el efecto viernes, el efecto preferiado disminuye fuertemente a 0.26% de rentabilidad promedio. Los d&iacute;as viernes tienen un valor de rendimiento promedio de 0.30%, a pesar de esto el efecto a&uacute;n es significativo y 2.1 veces mayor que el rendimiento de los d&iacute;as no feriados. En cambio el efecto posferiado se mantiene con una rentabilidad promedio de 0.39% al incluir el efecto viernes y s&oacute;lo disminuye 0.05% al incluir el efecto fin de a&ntilde;o, por lo que se puede concluir que este efecto se mantiene a pesar de la existencia de las otras anomal&iacute;as. El valor del coeficiente efecto fin de a&ntilde;o es alto: 0.66% de rentabilidad promedio, pero a&uacute;n as&iacute; no afecta gravemente a los efectos pre y posferiado. Con respecto a los vol&uacute;menes de transacci&oacute;n, tanto en los d&iacute;as previos como los siguientes a un feriados, &eacute;stos son menores que el resto de los d&iacute;as.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El efecto preferiado en el caso del IGBVL existe con un rendimiento promedio de 0.37%, el cual es 6.4 veces mayor que el rendimiento de los d&iacute;as no feriados. Tambi&eacute;n en el mercado peruano existe efecto viernes con una rentabilidad promedio de 0.20%, pero no infuye en el efecto preferiado. Por su parte, el efecto fin de a&ntilde;o es el m&aacute;s fuerte de los mercados analizados con un valor de 0.72% promedio; a pesar de este fuerte efecto, el rendimiento de los d&iacute;as preferiados al incluirlo s&oacute;lo disminuye a un 0.29% de rentabilidad, el cual es aproximadamente cinco veces mayor que los d&iacute;as no feriados. El efecto posferiado es aproximadamente 3.5 veces mayor que el rendimiento promedio de los d&iacute;as no feriados. Per&uacute; junto a Brasil son los &uacute;nicos mercados donde coexisten los efectos pre y posferiado. Del an&aacute;lisis de los vol&uacute;menes transados en los d&iacute;as previos y posterior a un feriado no se puede concluir que sean diferentes a los restantes d&iacute;as.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">En el caso del mercado colombiano los efectos pre y posferiado no son significativamente estad&iacute;sticos. Los d&iacute;as viernes s&iacute; presentan una rentabilidad promedio significativa de 0.16%, por lo que se concluye que este efecto existe, mientras que el efecto fin de a&ntilde;o tampoco es significativo. Con respecto a los vol&uacute;menes de transacci&oacute;n, tanto en los d&iacute;as previos como los siguientes a un feriado, los vol&uacute;menes son menores que el resto de los d&iacute;as.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los efectos pre y posferiados en el MERVAL no existieron en el periodo analizado. S&iacute; se puede afirmar la existencia del efecto viernes, el cual es estad&iacute;sticamente significativo y posee un rendimiento promedio de 0.16%. El efecto fin de a&ntilde;o posee una rentabilidad promedio de 0.81%, la cual es la mayor entre los mercado analizados. Los vol&uacute;menes de transacci&oacute;n del d&iacute;a posterior a un feriado son menores que el de los restantes d&iacute;as. El mercado argentino presenta una de las menores rentabilidades en los d&iacute;as no feriados junto al mercado colombiano.</font></p>  	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">Finalmente, se puede concluir que existe preferiado en el periodo analizado para los mercados accionarios de Brasil, Per&uacute; y Chile, pero solamente en el primero se puede esgrimir como raz&oacute;n los menores vol&uacute;menes de transacci&oacute;n. Mientras que el efecto posferiado se evidencia en los mercados brasile&ntilde;o, peruano y mexicano, asociado a menores vol&uacute;menes de transacci&oacute;n s&oacute;lo para el caso de Brasil y M&eacute;xico.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Bibliograf&iacute;a</b></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Ariel, R. (1990). High stocks returns before holidays: existence and evidence on possible causes. <i>The Journal of Finance</i> 45 (5): 1611&#45;1626.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=2234284&pid=S0186-1042201200020000300001&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Arsad, Z. y J. Coutts (1997). Security price anomalies in the London international stock exchange: a 60 year perspective. <i>Applied Financial Economics</i> 7 (5): 455&#45;464.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=2234286&pid=S0186-1042201200020000300002&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Arumugam, S. (1999). Focus on high stock returns before holidays: new evidence from India. <i>Journal of Financial Management and Analysis</i> 12 (2): 69&#45;84.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=2234288&pid=S0186-1042201200020000300003&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Bollerslev, T. (1986). Generalized autorregresive conditional heterocedasticity. <i>Journal of Econometrics</i> (51): 307&#45;327</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=2234290&pid=S0186-1042201200020000300004&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Cadsbby, C.B. y M. Ratner (1992). Turn&#45;of&#45;month and pre&#45;holiday effects on stock returns: some international evidence. <i>Journal of Banking &amp; Finance</i> 16 (3): 497&#45;509.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=2234291&pid=S0186-1042201200020000300005&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Chong, R., R. Hudson, K. Keasey y K. Littler (2005). Pre&#45;holiday effects: international evidence on the decline and reversal of a stock market anomaly. <i>Journal of International Money and Finance</i> (24): 1226&#45;1236.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=2234293&pid=S0186-1042201200020000300006&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Deldin, P., J. Levin y P. Irwin (1986). The effect of mood induction in a risky decision&#45;making task. <i>Bulletin of the Psychonomic Society</i> (24): 4&#45;6.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=2234295&pid=S0186-1042201200020000300007&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Fields, M. (1934). Security prices and stock exchange holidays in relation to short selling. <i>Journal of Business</i> (7): 328&#45;338.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=2234297&pid=S0186-1042201200020000300008&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Fosback, N. (1976). Stock market logic: a sophisticated approach to profits on wall street. Institute for Econometric Research. <i>Fort Lauderdale.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=2234299&pid=S0186-1042201200020000300009&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></i></font></p>  	    ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Foster, F. y S. Viswanathan (1990). A theory of the interday variations in volume, variance, and trading costs in securities markets, <i>Review of Financial Studies</i> (3):593&#45;624.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=2234301&pid=S0186-1042201200020000300010&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Garc&iacute;a, J. (2010). Return's seasonalities in the latibex market. <i>Revista de An&aacute;lisis Econ&oacute;mico</i> 25 (1): 3&#45;14.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=2234303&pid=S0186-1042201200020000300011&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Kim, Ch. y J. Park (1994). Holiday effects and stock returns: further evidence. <i>Journal of Financial and Quantitative Analysis</i> 29 (1): 145&#45;157.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=2234305&pid=S0186-1042201200020000300012&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Kiymaz, H. y H. Berument (2003). The day of the week effect on stock market volatility and volume: International evidence. <i>Review of Financial Economics</i> (12): 363&#45;380.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=2234307&pid=S0186-1042201200020000300013&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Kristjanpoller, W. (2009). An&aacute;lisis del efecto d&iacute;a de la semana en los mercados accionarios latinoamericanos. <i>Lecturas de Econom&iacute;a</i> (11): 189&#45;208.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=2234309&pid=S0186-1042201200020000300014&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    ]]></body>
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