Tilburg University
Weekend-effect en dag-van-de-week op de Amsterdamse effectenbeurs? Görtzen, J.; Zwetheul, R.
Document version: Publisher final version (usually the publisher pdf)
Publication date: 1993 Link to publication
Citation for published version (APA): Görtzen, J., & Zwetheul, R. (1993). Weekend-effect en dag-van-de-week op de Amsterdamse effectenbeurs?. (Research Memorandum FEW). Tilburg: Faculteit der Economische Wetenschappen.
General rights Copyright and moral rights for the publications made accessible in the public portal are retained by the authors and/or other copyright owners and it is a condition of accessing publications that users recognise and abide by the legal requirements associated with these rights. • Users may download and print one copy of any publication from the public portal for the purpose of private study or research • You may not further distribute the material or use it for any profit-making activity or commercial gain • You may freely distribute the URL identifying the publication in the public portal Take down policy If you believe that this document breaches copyright, please contact us providing details, and we will remove access to the work immediately and investigate your claim.
Download date: 04. sep. 2015
CBM R
~,~ ~~~
7626 1993 598
'á.~~` ~~``~ ~~ r J~~ ~~~
i
~h~ J~~~~o5 ~o~~o~~`~~~~~~
Qo~~ hooo~~~~
iuiu i i iuiu uiimiim~ i i i inNuu m
~-w~..,.....t ,. .-~ .~. ~.~~~... .~~~. .~.. :~;~~~-~; i ~ `' í;ií,t~ {~ ~. ::;
; ~~,,~. . íi
'
~~ ~~ ..~ '.a . "-'r'ti
-'~ E K
c iiIEEI~ND-EFFECT EN DAG-VAN-DE-WEEi{EFFECT OP DE AMSTERDAMSE EFFECTENBEURS?
John Gtirtzen en Remco Zwetheul ~ 598
~ ..
Communicated by Prof.dr. P.W.
Moerland
WEEKEND-EFFECT EN DAGVAN-DE-WEEK-EFFECT OP DE AMSTERDAMSE EFFECTENBEURS?'
)ohn G6rtzen en Remco Zwetheul
Vakgrcep Bedrijfseconomie Katholieke Universiteit Brabant Tilburg
April 1993
'
Wij bedanken prof. dr. P. Mcerland, prof. dr. Th. Nijman, dr. C. Veld, drs. H. Oosterhout en drs. M. Simons voor hun kritische opmerkingen bij eerdere versies van dit artikel.
1 1. Inleiding Het prijsvormingsproces op de diverse vermogensmarkten is altijd een veel besproken onderwerp geweest in de financieringsliteratuur. In welke mate historische kcersgegevens kunnen worden gebruikt om zinvolle voorspellingen te dcen over de tcekomstige aandelenkcers heeft daarbij vaak centraal gestaan. Eén van de theorieën welke zich heeft beziggehouden met deze vraag is de random walk theorie. Deze theorie is volgens Fama [1965] opgebouwd uit twee hypotheses, waarvan de onathankelijkheid van opeenvolgende rendementen, het meest van belang is. Om de hypothese van onafhankelijke opeenvolgende rendementen te tcetsen worden seriecorrelatie tests, run tests en mechanische tests gebruikt. Met behulp van seriecorrelatie tests en run tests kan volgens De Gooijer [1987] de aandelenkcers vanuit statistisch oogpunt op aanwezige afhankelijkheid onderzocht worden. De mechanische tests onderzceken of inet behulp van een bepaalde actieve beleggingsstrategie (bijvoorbeeld de filterstrategie)
betere resultaten behaald kunnen worden dan met een buy-and-holdstrategie. Evenals de hiervoor gencemde tests, kunnen ook met behulp van cyclische tests patronen ontdekt worden in een reeks van opeenvolgende aandelenkoersen, zij het dat ryclischc tcxts ciit docn mc1 bctrckking tcit hct gcclr:~~; van a:~ndclcnkcxr~c:n rond karakt~. ristieke tijdstippen, bijvoorbeeld de jaarwisseling of het weekend. Naast deze zogenaamde "calender turning points" dcen zich ook opmerkelijke verschijnselen voor gedurende sommige maanden van het jaar, dagen van de maand, dagen van de week en tijdstippen van de dag. Deze effecten worden door Thaler [1987] samengevat onder de naam "kalenderanomalieën". Eén specifieke kalenderanomalie, het dag-van-de-week-effect, staat in dit artikel centraal. De vraag is of er voor de Amsterdamse Effectenbeurs ook sprake is van een dag-van-de-week-effect. Vervolgens wordt, in tegenstelling tot voorgaande (Nederlandse) onderzceken, door middel van het betrekken van de openingskocrsen op maandag, tevens bekeken of na constatering van een dag-van-de-week-effect dit effect optreedt tussen vrijdagslot en maandagopening of tussen maandagopening en maandagslot. Na beschrijving van de bestaande kalenderanomalieén en mogelijke verklaringen daarvan in paragraaf 2, wordt in paragraaf 3 kort ingegaan op de relatie tussen een tweetal kalenderanomalieën en een andere binnen de vermogensmarkttheorie bekende anomalie, het grootte-effect. Paragraaf 4 beschrijft het onderzochte databestand. Vervolgens worden in paragraaf 5 de verschillende resultaten gepresenteerd, waarna in paragraaf 6 gezocht wordt naar mogelijke verklaringen voor de geconstateerde verschijnselen. Het artikel wordt afgesloten met paragraaf 7, waarin de belangrijkste conclusies uit de studie worden weergegeven alsmede enkele aandachtspunten voor tcekomstig onderzcek.
2 2. Kalenderanomalieëo en mogelUke verklaringen Achtereenvolgens worden de volgende kalenderanomalieén gepresenteerd: het maand-vanhetyaar-effect, dag-van-de-maand-effect,
dag-van-de-week-effect en tijdstip-van-de-dag-
effect. Met betrekking tot de Amsterdamse Effectenbeurs zijn, voor zover bekend, alleen het maand-van-hetyaar-effect en dag-van-de-week-effect onderzocht. Resultaten van deze onderzoeken zullen eveneens hier aan de orde komen.
De nuancering "mogelijke" in de titel van deze paragraaf geeft al aan, dat de moderne vermogensmarkttheorie geen eensluidende verklaring(en) geeft voor de diverse kalenderanomalieën. De hieronder gencemde verklaringen mceten dan ook als zodanig geinterpreteerd worden. Maand-van-hetyaar-effect Na het vergelijken van de aandelenrendementen per maand komen vele onderzcekers (zie onder andere Rozeff en Kinney [1976], Keim [1983] en Lakonishok en Smidt [1988] met betrekláng tot de Amerikaanse aandelenmarkt, Gultekin en Gultekin [1983] voor 16 landen buiten de Verenigde Staten en Van den Bergh en Wessels [1987] voor de Amsterdamse Effectenbeurs) tot de conclusie dat het gemiddelde aandelenrendement in januari hoger is dan in alle andere maanden van het jaar. Men spreekt daarom ook meestal van het januari-effect. Als het januari~ffect het gevolg is van het tegen het einde van het jaar verkopen van aandelen uit belastingoverwegingen, wat vaak wordt beweerd (zie onder andere Roll [1983] en Dorsman, Van der Hilst en Wijmenga [1987]), dan zou, ceteris paribus, de grootte en de betekenis van het gemeten januari-effect variéren met het niveau van de inkomstenbelasting. In zijn onderzcek toont Keim [1983] echter aan, dat dit niet het geval is. I~aarnaast t~mnt K~irajczyk v~IRcns Kcim ( IqR3j :~an, dat cr in cen Rrcxit aantal landen met verschillende belastingsystemen en maanden waarin het belastingjaar eindigt, toch sprake is van een januari-effect.
Dag-van-de-maand-effect Uit studies van onder andere Ariel [1988] en Lakonishok en Smidt [1988] blijkt, dat de dagelijkse aandelenrendementen niet gelijkelijk over de maand verdeeld zijn. Ariel [1988] toont bijvoorbeeld aan, dat in de periode 1963-1981 voor bijna alle maanden (februari uitgezonderd) geldt, dat in de eerste helft een hoger rendement wordt behaald dan in de laatste helft van de maand. Opvallend is dat het dag-van-de-maand-effect, hcewel het zich al bijna een eeuw lang voordcet, het laatste decennium wat afzwakt (Jacobs en Levy [ 1988]). Ariel [1987] geeft diverse mogelijke oorzaken aan, zoals concentratie van zowel dividend-
3 betalingen ín de tweede helft van de maand als van aankondigingen van belangrijke ondernemingsinformatie in de eerste helft, maar concludeert uiteindetijk toch dat geen van deze mogelijke oorzaken in staat is de empirische regelmaat in voldcende mate te verklaren. Dag-van-de-week-effect Constatering van een dag-van-de-week-effect houdt in, dat de aandelenrendementen niet gelijk over de week verdeeld zijn. Het weekend-effect kan gezien worden als een bijzonder dag-van-de-week-effect. In de literatuur wordt dit begrip verschillend gedefinieerd. Een groot aantal auteurs betitelen hoge gemiddelde rendementen op vrijdag en negatieve gemiddelde rendementen op maandag als een weekend-effect. In het vervolg van dit artikel wordt, gelet op de scheiding welke later in het databestand wordt aangebracht tussen de slotkcers op vrijdag en maandag door middel van het tcevcegen van de openingskcers op maandag, een negatief gemiddeld rendement tussen vrijdagslot en maandagopening betiteld als een non-trading weekend-effect, terwijl een negatief gemiddeld rendement tussen maandagopening en -slot in het vervolg een trading weekendeffect wordt gencemd. Een negatief (positief) gemiddeld rendement tussen vrijdagslot en maandagslot wordt als een ( positief) maandag-effect getypeerd'. Verscheidene onderzceken ( zie onder andere Cross [1973], French [1980] en Rogalski [1984]) tonen het bestaan van een maandag-effect in de Verenigde Staten aan, waafiij Rogalski [ 1984] de eerder gencemde scheiding tussen non-trading weekend-effect en maandag-effect heeft aangebracht. Naast het onderschrijven van het bestaan van een maandag-effect in de Verenigde Staten, wordt het internationale bewijs hiervoor geleverd door Jaffe en Westerfield [1985]. Opmerkelijk in dit onderzcek is, dat zowel de Japanse beursindex als de Australische beursindex naast een maandag-effect ook een dinsdageffect vertonen. Deze laatste bevindingen komen overeen met die van Kim [1988] en Condoyanni, O'Hanlon en Ward [1988]. Voor de Amsterdamse Effectenbeurs hebben alleen Dorsman [ 1988] en De Jong, Kemna en Klcek [ 1992] onderzoek gedaan naar het bestaan van een dag-van-de-week-effect, waarbij Dorsman [1988] niet en De Jong e.a. [1992] wel het gencemde effect constateren. Naast onderzcek naar het bestaan van een dag-van-de-week-effect, wordt ( in tegenstelling tot de twee voorgaande onderzceken) in het onderhavige onderzoek expliciet ingegaan op de aandelenrendementen tussen vrijdagslot en maandagopening enerzijds en de aandelenrendementen tussen maandagopening en
'
Doorredenerend betekent een dinsdag-effect dus een negatief gemiddeld rendement tussen maandagslot en dinsdagslot, een positief wcensdag-effect een positief gemiddeld rendement tussen dinsdagslot en wcensdagslot etc.
4
maandagslot anderzijds. Voor mogelijke verklaringen van deze kalenderanomalie wordt verwezen naar paragraaf 6. Tijdstip-van-de~ag-effect Onder andere Jain en Joh [1988] en Harris [1986a] tonen voor de New York Stock Exchange aan, dat er zelfs binnen één dag karakteristi~kc patranen te ontdekken zijn. Volgens Harris [1986a) blijken de gemiddelde rendementen aan het begin en het eind van de dag in absolute waarde S tot 10 keer groter dan de rendementen in het midden van de dag. De sterke openingsrendementen, negatief op maandag en gemiddeld positief voor de overige dagen van de week, zijn tce te rekenen aan de eerste drie transacties.
Beide onderzoeken beperken zich tot constatering van gencemde feiten en geven dan ook geen verklaring(en) hiervoor. 3. Relatie tussen een tweetal kalenderanomalieëa en het grootte-effect Uit een aantal onderzceken blijkt, dat het maand-van-het jaar-effect en dag-van-de-weekeffect niet los gezien kunnen worden van het grootte-effect. Dit effect, onder andere aangetoond door Roll [1981] en Reinganum [1982], houdt in dat kleine ondernemingen in het algemeen hogere buitengewone opbrengsten vertonen dan grotere ondernemingen. In deze paragraaf wordt allereerst ingegaan op de relatie tussen het grootte-effect en het maand-van-hetyaar-effect om daarna de relatie grootte-effect en dag-van-de-week-effect te analyseren. Relatie maand-van-hetyaar-effect en grootte-effect Keim [1983] constateert, dat de mogelijkheid om de hypothese van stabiele maandelijkse gemiddelde rendementen te verwerpen kleiner wordt naarmate de ondernemingsgrootte tceneemt. Voor een portefeuille met aandelen van de grootste ondernemingen kan deze hypothese zelfs niet verworpen worden. Later stelt hij (in hetzelfde onderzcek) vast, dat ook met betrekking tot het grootte-effect, januari de meest opvallende maand is. Het grootte-effect komt vooral in deze maand tot uitdrukking: januari neemt ongeveer 5096 van het grootte-effect van het hele jaar voor zijn rekening. Relatie dag-van-de-week-effect en grootte-effect Gibbons en Hess [1981], Rogalski [1984] en Keim en Stambaugh [1984] komen tot de conclusie, dat aandelen van kleine ondernemingen op vrijdag grotere kcersstijgingen te zien geven dan aandelen van grote ondernemingen. Wanneer gekeken wordt naar de relatie tussen trdding weekend-effect en grootte-effect enerzijds en non-trading weekend-
5 effect en grootte-effect anderzijds, dan stelt Harris [1986a] vast, dat voor kleine (grote) ondernemingen er sprake is van een (non-)trading weekend-effect. Het hiervoor geconstateerde grootte-afhankelijke,
positieve vrijdag-effect blijkt zich volgens Harris [1986a]
vooral tijdens handelsuren te openbaren. 4. Data Voor het bestuderen van de verschillende kalenderanomalieén wordt in de betreffende literatuur voornamelijk gebruik gemaakt van indices, waarbij verondersteld wordt dat de uitkomsten voor de gehele markt gelden. Dit laatste impliceert echter wel, dat de gekozen index representatief dient te zijn. De reden waarom in het onderhavige onderzcek gebruik gemaakt wordt van hoofdfondsen in plaats van een representatieve index (of indices) is tweeledig. In de eerste plaats hceft geen antwoord gegeven te worden op de vraag: "Welke index is representatiet?". Dat de beantwoording van deze vraag niet eenvoudig is, toont Wijmenga [1986]. Op basis van de vragen "Wat wordt gemiddeld?", "Hce wordt gemiddeld?" en "Met welke gewichten wordt gemiddeld?", onderscheidt Wijmenga [1986] 112 verschillende indexvormen. Vervolgens heeft hij een vijftal natuurlijke eigenschappen voor representatieve indices geformuleerd, waarna uiteindelijk slechts twee indices voldcen aan de door hem gestelde eisen2. In de tweede plaats kan, indien een dag-van-deweek-effect wordt geconstateerd, met behulp van individuele fondsen meer gedetailleerd naar mogelijke oorzaken worden gezocht. Zo kan er bijvoorbeeld bekeken worden of er een relatie bestaat met de marktwaarde van de onderneming. Voor het onderzcek zijn de (maandag)openings- en (dagelijkse) slotkcersen van de volgende hoofdfondsen via Datastream verzameld': ABN Bank, Ahold, Akzo, Amev, Amro Bank, Elsevier, Gist-brocades, Heineken, Hoogovens, KLM, Kon. Olie, Nat. Ned., Nedlloyd, NMB Postbank, Pakhoed, Philips, Robe-
z
Hieronder valt bijvoorbeeld niet de Tilburg-Amsterdam Marktindex, die in het eerder gencemde onderzcek van Dorsman [1988] wordt gebruikt. Dorsman [1988] heeft dus een, volgens de opvattingen van Wijmenga [1986], niet representatieve index gekozen.
s
De fondsnamen, waarbij Koninklijke Olie is afgekort tot Kon. Olie en NationaleNederlanden tot Nat. Ned., stemmen overeen met de benamingen in Het Financieele Dagblad van 30 juni 1992. Hierbij is afgezien van tcevcegingen als "c.", "cert.", "Electronics", "Grcep" en "nrc". De namen van de bij een fusie betrokken fondsen stemmen overeen met de benamingen in Het Financieele Dagblad op de laatste dag waarop in dit fonds gehandeld kon worden.
6 co, Rolinco, Unilever en VNU. Tijdens de onderzceksperiode, welke loopt van 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992, zijn ABN Bank en Amro Bank samengegaan in de ABN AMRO Holding, terwijl NMB Bank in eerste instantie is overgegaan in de NMB Postbank Groep om daanna tezamen met Nat. Ned. samen te gaan in de Internationale Nederlanden Grcep. De onderzceksperiode van deze "fusiefondsen" is daarom afwijkend van de hierboven gencemde onderzoeksperiode. Voor ABN Bank en Amro Bank geldt als einddatum 24 augustus 1990, terwijl 11 april 1991 de einddatum voor Nat. Ned. en NMB Postbank is`. De 20 in het onderzcek betrokken fondsen zijn gedurende de gehele onderzceksperiode onafgebroken hoofdfonds geweest. Daaznaast zijn deze fondsen geselecteerd op grond van het feit dat ze tezamen een groot deel van de totale mazktwaarde van alle aan de Amsterdamse Effectenbeurs genoteerde aandelen vertegenwoordigen. Zo schommelde de marktwaarde van de geselecteerde fondsen (exclusief Robeco en Rolinco) in procenten van de totale beurswaarde binnenlandse aandelen (exclusief beleggings- en houdstermaatschappijen) tussen de 75 (31 juli 1989) en 85 (31 juli 1991) procents. De dominante positie van Koninklijke Olie op de Amsterdamse Effectenbeurs blijkt na verwijdering van dit fonds uit het geselecteerde databestand. Exclusief Koninklijke Olie bedragen deze percentages respectievelijk 41 en 485.
De grote omzetten in de geselecteerde fondsen vormen een derde reden waarom juist deze fondsen gekozen zijn. Door de grote omzetten, variërend van 65 tot 81 procent (exclusief Robeco en Rolinco) van de totale beursomzet binnenlandse aandelen (exclusief beleggingsen houdstermaatschappijen)6, komt het niet of zelden voor dat er in deze fondsen geen handel is en er een fictieve slotkcers wordt gegeven. Een ander voordeel is, dat gedurende de gehele dag handel plaatsvindt. De geselecteerde fondsen geven een grotere zekerheid dat de slotkcers tot stand is gekomen door transacties die tegen het eind van de dag zijn uitgevcerd. Beide azgumenten zijn van belang wil men van een eventueel effect profiteren en aan- of verkooptransacties plannen.
0
Gelet op de geringe hceveelheid data van de ABN AMRO Holding en de Internationale Nederlanden Groep, hebben wij ervan afgezien beide fondsen in het databestand op te nemen.
s
Bron: "De omzetcijfers van....", een uitgave van Het Financieele Dagblad. Eind juli is steeds als peildatum gehanteerd.
6
Bron: "De omzetcijfers van....", een uitgave van Het Financieele Dagblad. Gemeten over de periode 1 januari tot en met 31 juli van ieder jaar in de onderzceksperiode.
Berekende rendementen Gelet op de eerder aangegeven driedeling tussen non-trading weekend-effect, trading weekend-effect en dag-van-de-week-effect, kunnen voor elk geselecteerd fonds uit het databestand drie verschillende rendementen bepaald worden. Daarbij is steeds uitgegaan, zoals in de meeste studies over aandelen, van de verschillen van de logaritmen van de kcersen. Om vast te stellen of er sprake is van een non-trading weekend-effect, worden slotkcersen van vrijdag en openingskcersen van maandag vergeleken: R;""
-
ln(P~.oJ - ln(P;.~)
waarin: R~`"
-
rendement aandeel j tussen vrijdagslot en maandagopening;
P~,m
-
openingskcers aandeel j op maandag;
P;,,,
-
slotkcers aandeel j op vrijdag.
Om vast te stellen of er sprake is van een trading weekend-effect, worden de openings- en slotkcersen van maandag vergeleken: waarin: R;~ P;.a
-
ln(P;,~ - ln(P;.~
(1.2)
rendement aandeel j tussen maandagopening en maandagslot; slotkcers aandeel j op maandag.
Met betrekking tot het dag-van-de-week-effect wordt het rendement van elke maandag berekend aan de hand van het verschil in de natuurlijke logaritmen van de slotkcersen van vrijdag en maandag, terwijl het rendement van de overige dagen wordt berekend aan de hand van de verschillen in de natuurlijke logaritmen van de slotkcersen van twee opeenvolgende dagen. Dit resulteert in: R;s~~
-
ln(P;,~ti) - ln(P;,J
R;.i, i
-
rendement aandeel j tussen t en tf 1;
p;.i. i
-
slotkcers aandeel j op t f l;
P;.~
-
slotkcers aandeel j op t;
waarin:
(1.3)
8 t
-
dag van de week, waarbij t-0-5 voor vrijdag staat, t-1 voor maandag, etc. (t e[0..5]). Zie in dit verband ook vcetnoot 9.
Dit betekent dus bijvoorbeeld, dat het rendement op wcensdag niet berekend kan worden als een aandeel op dinsdag uit de handel is genomen wegens specifieke omstandigheden of de effectenbeurs op deze dag wegens vakantie gesloten is. De rendementem m~d deze dagen kunnen nog afzonderlijk bestudeerd worden, al of niet resulterend in de vaststelling van een vakantie-effect. Hiervan is sprake, als de gemiddelde rendementen van de dagen voorafgaand aan een vakantie hoger zijn dan de rendementen op andere dagen'.
Verdere aanpassing databestand en totaal aantal rendementen Volgens Dorsman [1988] vindt op de Amsterdamse Effectenbeurs op een ex-dividenddag gemiddeld een kcersdaling ter grootte van 76,846 van het uitgekeerde dividend plaats. Om te voorkomen dat deze ex-dividenddagen de resultaten van het onderzoek beïnvloeden, zijn de rendementen die behaald zijn op deze dagen uit het databestand verwijderd. In totaal leverden de 20 geselecteerde fondsen 38.728 rendementen op, verdeeld in 28.034 rendementen berekend volgens formule (1.3) en 10.694 rendementen berekend volgens formule (1.1) en (1.2). 5. Resultaten"
In paragraaf 5.1 wordt onderzocht of er sprake is van een dag-van-de-week-effect. Dit geldt ook voor paragraaf 5.2, zij het dat in deze paragraaf gebruik gemaakt wordt van twee verschiltcetsen, waarbij in eerste instantie een gelijke variantie verondersteld wordt en vervolgens een verschiltcets gehanteerd wordt zonder de veronderstelling van een gelijke variantie. In paragraaf 5.3 wordt het geconstateerde maandag-effect opgesplitst in een non-trading en trading weekend-effect. Tot slot wordt in paragraaf 5.4 ingegaan op de verdeling van de aandelenrendementen. S.1 Onder~oek naar het bestaan van een dag-van-de-week-effect Tabel I.1 toont de rendementen, berekend aan de hand van formule (1.3), over de dagen van de week. De tweede kolom geeft het gemiddelde rendement weer, R;~,~„ welke
Zie onder andere French [1980] en Ariel [1990]. e
De bij deze paragraaf behorende tabellen en figuur I.1 worden gepresenteerd in bijlage I.
9 volgens formule (1.4) berekend wordt9.
R.~.s~ -
s E ~;,, ~` n,) ~.~ s ~ n~ ~-~
(1.4)
waarin: n,
-
aantal waarnemingen op dag t.
Om de significantie van de rendementen R;., tot en met R;.S vast te stellen, zijn de twaarden berekend op basis van een tweezijdige tcets'o. Deze tcets onderzcekt het gedrag van de rendementen per dag van de week ten opzichte van nul. Uit tabel I.1 blijkt, dat alle in het onderzcek betrokken fondsen tussen vrijdag- en maandagslot negatieve rendementen vertonen. In 15 (van de 20) gevallen is er zelfs sprake van een significant maandag-effect. Bovendien zijn deze berekende rendementen in alle gevallen lager dan het gemiddelde. Voor de rest van de week is de verdeling onderlboven het gemiddelde als volgt: 4I16 (dinsdag), 1119 (wcensdag), 4I16 (donderdag) en 9I11 (vrijdag). Gelet op het, voor deze overige dagen van de week, geringe aantal significant positieve of negatieve waamemingen, kan er alleen gesproken worden van een significant maandag-effect. Tabel I.2 toont de resultaten van een aanvullende analyse, waarbij voor alle in het onderzcek betrokken fondsen per dag gekeken is of er sprake is geweest van een negatief, positief of onveranderd rendement. Vervolgens zijn deze bedragen per dag gecumuleerd en gerelateerd aan het totaal aantal (dagelijkse) waarnemingen. Deze tabel onderstreept nog eens dat maandag een bijzondere dag is: voor 18 fondsen geldt namelijk, dat het procentueel aantal negatieve rendementen het aantal positieve rendementen overtreft. Voor dinsdag en wcensdag geldt, eveneens met twee uitzonderingen, het omgekeerde. De overige dagen geven wat dit betreft geen eenduidig beeld.
9
io
R;., tot en met R;,s geven de gemiddelde rendementen op maandag tot en met vrijdag weer. Om verwarring met R;,~~ te voorkomen, is de tcevceging "gemiddelde" in het vervolg bij R;,, weggelaten. Voor R;,ga„ is gebruik gemaakt van een eenzijdige tcets. Bij beide tcetsen is gebruik gemaakt van de standaarddeviatie. Deze risicomaatstaf wordt in paragraaf 6 besproken.
10 5.2.1 Verschiltcets met gel~jke variantie Daarnaast is tevens gebruik gemaakt van de verschiltoets, omdat met behulp van deze tcets, in tegenstelling tot de voorgaande, direct tot uitdrukking komt of bepaalde dagen afwijken van andere dagen. Er is bij deze tcets sprake van twee steekproeven. De eerste steekprcef betreft It;,,,,, berekend volgens formule (1.3) en gepresenteerd in tabel I.1 met s;,,t, als standaarddeviatie. De tweede steekprcef betreft het rendement van de overige dagen (R;,,~, berekend volgens formule (1.5) met ~,b als standaarddeviatie. s ~ ~,,, ~` ~ - (R;.,.
' n,.)
s ~ n~-n~~ ~-1
(1.5)
weekrendement van aandeel j met uitzondering van dag t'; rendement van aandeel j op dag t'; aantal waarnemingen op dag t';
dag van de week, waarbij t'-1 voor maandag staat, t'-2 voor dinsdag, etc. (t' e [1..5]). De volgende hypotheses kunnen worden opgesteld: Ha: Het rendement van dag t' wijkt niet af van het rendement van de overige dagen, R;.tf 1 - R;.b - 0.
H,: Het rendement van dag t' wijkt af van het rendement van de overige dagen, -i,ltl -
Rj,b
íf
0.
Kort samengevat wordt dus het rendement op één dag vergeleken met het weekrendement met uitzondering van die ene dag. Daartoe is de volgende tcets geformuleerd: t-
R:ta - R,b
n~.l
(1.6)
nb
Bij deze tcets is, op basis van de veronderstelling van een gelijke variantie van beide populaties, uitgegaan van de zogenaamde "pooled variance"":
"
In paragraaf 5.2.2 wordt niet langer van deze veronderstelling uitgegaan.
I1 z } z (n,, i -1) s;,,., ( na -1) s;,b
s2 -
n~,~ t nb - 2
waarin: n,o
- het aantal waarnemingen van de overige dagen in de tweede steekprcef.
De resultaten van deze tweezijdige tcets staan vermeld in tabel 1.3. Deze tabel bevestigt het hiervoor geconstateerde maandag-effect nog eens. Naast een geringe uitbreiding van het aantal significante maandag-effecten, van 15 naar 16, neemt de betrouwbaarheid van deze significantie wel aanzienlijk tce: 15 significante maandag-effecten met een onbetrouwbaarheid van 19b tegen 8 significante maandag-effecten bij de vorige tcets. Voor de overige dagen van de week kunnen geen eensluidende uitspraken worden gedaan. 5.2.2 Verschiltcets met ongelUke variantie Volgens Buijs [1984] mag de hiervoor gebruikte verschiltcets niet zonder meer worden tcegepast als de twee variantieschattingen, s2;,, f, en s2;.a, onderling sterk verschillen12. Na tcepassing van de door Buijs [1984] voorgestelde, aangepaste verschiltcets (zie formule (1.8)), verandert de in paragraaf 5.2.1 opgenomen conclusie ten aanzien van de (onaangepaste) verschiltcets echter niet: eveneens 15 significante maandag-effecten met een onbetrouwbaarheid van 13'0. De resultaten van de verschiltcets met een ongelijke variantie staan vermeld in tabel I.4. Belangrijkste afwijking ten opzichte van tabel I.3 is, dat het resultaat van Unilever (zie tweede kolom) niet langer significant is.
t-
Rj.t~l - Rj,co
(1.8)
s s Sl,c.t } Sj-eo
~.i
40
5.3 Onderzcek naar het bestaan van een non-trading of trading weekend-effect Na constatering van een significant maandag-effect op de Amsterdamse Effectenbeurs, rijst de vraag of dit effect plaatsvindt tussen vrijdagslot en maandagopening (vanaf
12
Zie in dit verband de opmerkingen in paragraaf 6 onder "risico" en de grafieken in bijtage II. In een hiervoor verricht (en niet gepubliceerd) onderzcek werd, met een van het onderhavige onderzcek afwijkend databestand (beperkter), de hypothese van gelijke varianties verworpen.
12 paragraaf 2 non-trading weekend-effect, R;'", gencemd) of tussen maandagopening en maandagslot (vanaf paragraaf 2 trading weekend-effect, R,`", gencemd).
Zoals uit tabel I.5 blijkt, openen de aandelenkcersen (met uitzondering van Rolinco) op maandag gemiddeld lager dan het vrijdagslot. Bovendien zet deze daling zich gedurende de maandag (versterkt) door, resulterend in een lager maandagslot dan maandagopening. Dat de daling zich op maandag tijdens de handelsuren versterkt doorzet blijkt uit het feit dat met slechts twee uitzonderingen geldt dat R,"" c R;"" en uit de (hier niet gepubliceerde) verhouding procentueel aantal negatievelpositieve rendementen: tussen maandagopening en -slot overtreft het procentueel aantal negatieve rendementen het procentueel aantal positieve rendementen, verhouding 19I1, terwijl tussen vrijdagslot en maandagopening deze verhouding op 10I10 ligt. Gelet op het voorgaande en de significantie, één significant non-trading en 16 significante trading weekend-effect(en), kan voor de Amsterdamse Effectenbeurs een trading weekendeffect worden geconstateerd. 5.4 VerdeGng van de aandelenrendementen De verdeling van de volgens formule (1.3) berekende rendementen levert een opvailende constatering op. De aandelenrendementen lijken niet normaal maar leptokurtisch verdeeld: in de staarten van de verdeling en rond het gemiddelde worden te veel (ten opzichte van de normale verdeling) waarden geteld". Dit wordt in figuur I.1 geïllustnrerd. In deze figuur wordt de empirische (leptokurtische) verdeling afgezet tegen de normale verdeling van Heineken14.
Onder de aanname dat er sprake is van een eindige variande, heeft de leptokurtische verdeling geen consequenties voor de hiervoor tcegepaste t-tcetsen.
6. MogelUke verklaringen13 Gezien het ontbreken in het onderzochte databestand van de openingskcersen van de nietmaandagen, wordt hier (in hoofdzaak) volstaan met het zceken naar mogelijke verklaringen voor het geconstateerde maandag-effect.
Zowel Fama [1965] als Van der Hilst [1989] komcn wt dczcafdc conclusic. U
Figuur I.1 is repn„sentatief voor alle in het onderzcek betrokken fondsen.
u
De bij deze paragraaf behorende tabellen en grafieken worden gepresenteerd in bijlage II.
13 Daartce zal allereerst worden ingegaan op de in de literatuur gegeven verklaring, welke of niet met behulp van het voor ons beschikbare datamateriaal kan worden getcetst (de handelwijze van particuliere en institutionelc bcleggers), of dcxir ecn aantal ontkenningen geen verklaring kan zijn (het settlement-effect). Vervolgens worden het risico, meetfouten en de scherpe kcersdalingen in 1987 en 1989 als mogelijke verklaringen geanalyseerd. Handelwijze particuliere en institutionele beleggers Volgens Miller [1988] worden de lage maandagrendementen veroorzaakt door een groter aanbod van aandelen van de kant van particuliere beleggers en het uitblijven van vraag naar aandelen van de kant van institutionele beleggers. Het gedrag van particuliere beleggers zou gebaseerd zijn op in het weekend genomen beleggingsbeslissingen. Gelet op de afwezigheid in het onderzochte databestand van (specifieke) omzetgegevens, kan bovenstaande theorie niet onderzocht worden. Settlement-effect Het tijdsverloop tuss~ de beurstransactie en de afhandeling daarvan zou, gelet op de kortere afrekentijd op maandag, het maandag-effect kunnen verklaren. Volgens Gibbons en Hess [1981] blijft er echter na verandering van de settlement-procedures sprake van een maandag-effect. Daarnaast bestaat het maandag-effect ook buiten de Verenigde Staten, terwijl in deze landen andere settlement-procedures worden gehanteerd (Jaffe en Westerfield [1985]). Risico De lage aandelenrendementen
op maandag zouden,
volgens de financieringstheorie,
mceten samengaan met en verklaard kunnen worden door een lage risicograad. Eén van de maatstaven om dit risico te meten is de standaarddeviatie. Uit ons onderzcek blijkt echter, dat de standaarddeviatie op maandag niet alleen hoog1ó, maar in het merendeel van de gevallen (13 van de 20 fondsen) zelfs het hoogste van de week is. Hcewel niet overtuigend, laat vrijdag wat betreft de standaarddeviatie het omgekeerde beeld zien: op twee uitzonderingen na is de standaarddeviatie op vrijdag lager dan de totale standaarddeviatie en in 9 van de 20 gevallen het laagst van de week. De overige dagen laten geen eenduidig beeld zien, evenals de koppeling tussen standaarddeviatie en rendement. Deze relatie wordt in bijlage II geïllustreerd met behulp van de figuren II.1 tot en met II.20.
16
Nooit is de standaarddeviatie op maandag lager dan de totale standaarddeviatie.
14 Meetfouten Gibbons en Hess [1981] opperen de mogelijkheid van mcetfouten als verklaring van cen maandag-effect. Het negatieve rendement op maandag zou veroorzaakt kunnen worden doordat niet de "werkelijke" kcers op vrijdag maar een "te hoge" slotrcers wordt afgegeven. Volgens Jaffe en Westerfield [1985] zal in dat geval sprake mceten zijn van een lagere (mogelijk negatieve) correlatie tussen het vrijdagrendement en het maandagrendement dan tussen de rendementen van de overige opeenvolgende dagen. Tabel II.1 toont de correlatiecoèfficiénten van de 20 onderzochte fondsen. Uit deze tabel blijkt, dat meetfouten het geconstateerde maandag~ffect niet kunnen verklaren. De correlatiecoèfficiènt tussen vrijdag en maandag is, met één uitzondering, in alle gevallen positief en in het algemeen hoger dan de correlatiecoëfficiènten tussen de rendementen van de overige opeenvolgende dagen. Daarnaast toont deze tabel een opvallende relatie tussen het dinsdagrendement en het wcensdagrendement: in 19 van de 20 gevallen is er sprake van een negatieve correlatie, waarvan 11 maal significant negatief. Met name de hoge negatieve correlatie van de twee "indexachtige" beursfondsen, Robeco en Rolinco, is opvallend. Oktober-krach van 1987 en mini-krach van 1989 De sterke kcersdalingen op 19 oktober 1987 en 16 oktober 1989, beide op maandag, zouden alleen verantwoordelijk kunnen zijn voor het eerder geconstateerde maandageffect. Na verwijdering van deze maanden uit het oorspronkelijke databestand blijkt, dat voor alle fondsen, in vergelijking met tabel I.1, hogere rendementen op maandag kunnen worden geconstateerd. Het aantal significant negatieve rendementen daalt dan ook van 15 naar 10. Voor de daarna tcegepaste (en te prefereren) verschiltcets blijft het bestaan van een significant maandag-effect na verwijdering van oktober 1987 en 1989 echter overeind: in totaal 15 significante maandag-effecten, waarvan 12 met een onbetrouwbaarheid van 146. Indien uitgegaan wordt van ongelijkheid van de variantieschattingen s~;.,t, en s;:b, en de door Buijs [1984] voorgestelde, aangepaste verschiltcets wordt tcegepast, resulteren eveneens 15 significante maandag-effecten, waarvan I1 met een onbetrouwbaarheid van 14b . Het door ons in paragraaf 5.3 geconstateerde
trading weekend-effect, blijft ook na
verwijdering van oktober 1987 en 1989 uit het databestand bestaan.
Tabel II.2 toont de volgende resultaten met uitzondering van oktober 1987 en 1989: De tweede kolom, het rendement in procenten (op maandag) berekend volgens formule (1.3); De derde kolom, de t-waarden (op maandag) van de verschiltcets met gelijke
IS variantie; De vierde kolom, de t-waarden (op maandag) van de verschiltcets met ongelijke variantie; De vijfde kolom, het gemiddelde rendement (in procenten) tussen vrijdagslot en maandagopening; De zesde kolom, het gemiddelde rendement (in procenten) tussen maandagopening en maandagslot. 7. Conclusies en aanbevelingen Na constatering en beschrijving van een groot aantal kalenderanomalieén, verspreid over de hele wereld, rijst de vraag of één specifieke kalenderanomalie, het dag-van-de-weekeffect, ook op de Amsterdamse Effectenbeurs plaatsvindt. Na presentatie en ondeizoek van een voor deze beurs representatief geacht databestand, concluderen wij dat er ook op de Amsterdamse Effectenbeurs sprake is van een significant maandag-effect: de kcersen dalen tussen vrijdagslot en maandagslot significant. Om vast te kunnen stellen of dit effect plaatsvindt in het weekend of tijdens de handelsuren op maandag, hebben wij de openingskcers op maandag aan ons bestand tcegevcegd. Na onderzcek blijkt, dat de daling vooral tijdens handelsuren plaatsvindt: in tegenstelling tot bijvoorbeeld Rogalski [1984] met betrekking tot de aandelenmarkt in de Verenigde Staten, constateren wij een trading weekend-effect voor de Amsterdamse Effectenbeurs. Hcewel wij niet onderzocht hebben of het mogelijk is om met behulp van een op het geconstateerde dag-van-de-week-effect gebaseerde beleggingsstrategie buitengewone rendementen te behalen, kan het "timen" van voorgenomen aan- en verkooptransacties wel extra rendement opleveren. Kooporders kunnen dan het beste op maandag (kort voor marktsluiting) worden uitgevcerd en verkooporders later in de week". Voor de hand liggende oorzaken, zoals het settlement-effect, een lager risico op maandag, meetfouten en de oktober-krach van 1987 en mini-krach van 1989, kunnen het geconstateerde dag-van-de-week-effect en trading weekend-effect niet verklaren. Bestudering van (gedetailleerde) omzetgegevens naast kcersgegevens kan uitsluitsel geven over de vraag of de handelwijze van particuliere en institutionele beleggers het maandag-effect en weekendeffect kan verklaren. Gelet op het grote aantal onderzceken dat een kalenderanomalie constateerde en het voortbestaan ervan, onderschrijven wij het reeds in 1967 door Bouma gehouden pleidooi voor de tcepassing van gedragswetenschappelijke inzichten in de bedrijfseconomie en wij
"
Zie Harris [1986b] voor een beschrijving van de winstmogelijkheden van een soortgelijke timingstrategie.
16 zoeken een verklaring voor de hierboven gencemde effecten dan ook eerder in het emotionele dan in het rationele.
17 Geraadpleegde literatuur: Ariel,
R.A.:"A monthly effect in stock returns",
]ournal of Financial Economics,
1987,b1z. 161-174. Ariel, R.A.:"Evidence on intra-month seasonality in stock returns", in: "Stock market anomalies", E. Dimson (red.), Cambridge, Mass., 1988, blz. 109-122. Ariel, R.A.:"High returns before holidays: existence and evidence on possible causes", Journal of Finance, 1990, blz. 1611-1626. Bergh, van den, W.M. en Wessels, R.E.:"Januari-effect en tau selling hypothese; een empirisch onderzcek op de Nederlandse aandelenmarkt", in: "De Amsterdamse Aandelenmarkt, theorie en praktijk", A.B. Dorsman e.a. (red.), Samson uitgeverij, Alphen ald Rijn-Brussel, 1987, blz. 87-96. Bouma, J.L.:"De tcepassing van intern-gedragsmodellen in de bedrijfseconomie", Stenfert Krcese, Leiden, 1967. Buijs, A.:"Statistiek om mee te werken", Stenfert Krcese, LeidenlAntwerpen, t984. Condoyanni, L., O'Hanlon, J. en Ward, C.W.R.:"Weekend effects in stock market returns: international evidence", in: "Stock market anomalies", E. Dimson (red.), Cambridge, Mass., 1988, blz. 52-63. Cross, F.:"The behavior of stock prices on Fridays and Mondays", Financial Analysts Journal, 1973, blz. 67-69. Dorsman,
A.B.:"Dividend en
dividendpolitiek",
Stenfert Krcese,
LeidenlAntwerpen,
1988. Dorsman, A.B., Hilst, van der, J. en Wijmenga, R.Th.:"De Amsterdamse aandelenmarkt: een overzicht van empirische bevindingen", Bank- en effectenbedrijf, 1987, blz. 274277. Fama, E.F.:"The behavior of stock market prices", Journal of Business, 1965, blz. 34105. French, K.R.:"Stock returns and the weekend effect", Journal of Financial Economics, 1980, blz. 59-69. Gibbons, M.R. en Hess, P.:"Day of the week effects and asset returns", Journal of Business, 1981, blz. S79-i96. Gooijer, de, 1.G.:"Correlaties in aandelenrendementcn; enige statistische aspecten", in: "De Amsterdamse Aandelenmarkt, theorie en praktijk", A.B. Dorsman e.a. (red.), Samson uitgeverij, Alphen ald Rijn-Brussel, 1987, blz. 47-55. Gultekin, M.N. en Gultekin, N.B.:"Stock market seasonality: international evidence", Journal of Financial Economics, 1983, blz. 469-481. Harris, L.:"A transaction data study of weekly and intradaily patterns in stock returns", Journal of Financial Economics, 1986a, blz. 99-117.
18 Harris, L.: "How to profit from intradaily stock returns", Journal of Portfolio Management", 1986b, blz. 61-64. Hilst, van der, J.: "De verdeling van de tcekomstige aandelenprijzen", Tilburg University Press, Tilburg, 1989. Jacobs, B.I. en Levy, K.N.:"Calendar anomalies: abnormal returns at calendar turning points", Financial Analysts Journal, 1988, blz. 28-39. Jaffe, J. en Westerfield, R.: "The week-end effect in common stock returns: the international evidence", Journal of Finance, 1985, blz. 433-454. Jain, P.C. en Joh, G.:"The dependence between hourly prices and trading volume", Journal of Financial and Quantitative Analysis, 1988, blz. 269-283.
Jong, de, F., Kemna, A. en Klcek, T.: "A contribution to event study methodology with an application to the Dutch stock market", Journal of Banking and Finance, 1992, blz. 11-36. Keim, D.B.:"Size-related anomalies and stock return seasonality", Journal of Financial Economics, 1983, blz. 13-32. Keim, D.B. en Stambaugh, R.F.:"A further investigation of the weekend effect in stock returns", Journal of Finance, 1984, blz. 819-835. Kim, S.: "Capitalizing on the weekend effect", Journal of Portfolio Management, 1988, blz. 59-63.
Lakonishok, J. en Smidt, S.: "Are seasonal anomalies real? A ninety-year perspective", Review of Financial Studies, 1988, blz. 403-425. Miller, E.M.:"Why a weekend effect?", Journal of Portfolio Management, 1988, blz. 4348. Reinganum, M.R.:"A direct test of Roll's conjecture on the firm size effect", Journal of Finance, 1982, blz. 27-35. Rogalski, R.J.: "New findings regarding day-of-the-week returns over trading and nontrading periods: a note", Journal of Finance, 1984, blz. 1603-1614. Roll, R.: "A possible explanation of the small firm effect", Journal of Finance, 1981, blz. 879-888. Roll, R.: "Vas ist das? The turn of the year effect and the return premia of small firms", Journal of Portfolio Management, 1983, blz. 18-28.
Rozeff, M.S. en Kinney Jr., W.R.:"Capital market seasonality: the case of stock returns", Journal of Financial Economics, 1976, blz. 379-402. Thaler, R.: "Seasonal movements in security prices II: Weekend, Holiday, Turn of the month and intraday effects", Journal of Economic Perspectives, 1987, blz. 169-178. Wijmenga, R.Th.:"Beleggingsadviezen en buitengewoon beleggingsrendement", Kanters, Alblasserdam, 1986.
BIJLACE 1
1 Tabel I.1
Gemiddeld reodement (Rl.~ en het rendement op maandag (is;,~) tot eo met vriJ~ó (Rj,s) v~ de 20 onderzochte fondsen in procenten, berekeod voor de periode 1 juli 1986 tot ea met 30 juni 1992, waarbij voor de 'fusiefondsen" eeo afwijkende onderzoeksperiode geldt'.
fonda
It,.s,~
ABN Bank
g.~
~s
g.s
-0,029
-0,378~`
0,255~
0,111
-0,081
Ahold
0,053
-0,255x
0,139
0,078
0,155
0,147X
Akzo
0,016
-0,282~
0,052
0,207x
0,025
0,070
Amcv
-0,014
-0,342xx
0,142
0,131
0,022
-0,034
Amro Bank
-0,018
-0,286x
0,229~`
0,077
-0,162
0,041
Elsevier
0,075
-0,279x
0~17x
0,101
0,161
0,173
Giat-brocadea
-0,O18
-0,487~
0,159
0,231x
0,078
-0,081
0,032
-0,198x
0,031
0,140
0,079
0,103
Hiwgovcna
-0,035
-0,498""
0,225
0,242
0,103
-0,260
KLM
-0,007
-0,381~`
0,079
0,188
0,096
-0,032
Kon. OGe
0,040
-0,028
0,088
0,074
0,039
0,024
Nat. Ned.
-0,002
-0,307x
-0,084
0,116
0,125
0,129
Nedlloyd
0,039
-0,192
0,189
-0,009
0,056
0,152
NMB Poatbank
0,031
-0,258x
0,164
0,156
0,052
0,031
Pakhoed
0,088
-0,302X
0,233x
0,117
0,147
0,241x
Philipa
-0,031
-0,357~
0,058
0,102
0,043
-0,010
Robeco
0,010
-0,060
-0,029
0,091
0,024
0,023
Rolinco
0,009
-0,041
-0,079
0,078
0,031
0,054
Unilever
0,041
-0,123
0,092
0,176X
0,037
0,017
VNU
O,OlO
-0,286~`
0,118
0,201
0,029
-0,019
Heineken
'
R~.~
R~.s
-0,064
Significant negatievelpositieve rendetnenten worden bij exn onbetrouwbaarheid van 596 aangeduid rttCt oen "X', terwijl significant negatievelpositieve rendementen bij een onbetrouwbaarheid van 196 met een "XX' worden aangeduid.
2 Tabel I.2
Totaal proceot~eel aaotal negatieve (oerste cijfer), ooveranderde (cijfer tusson haakjea) en positieve (laatste cijfer) roodementeo per fonds por dag, berekend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992, waarbij voor de 'fusiefondaea' een afwijkeode onderzodcsperiode geldt.
fonds ABN Bank
Aóold
Alczo
Amev
Amro Bank
Elaevier
Giat-brocades
Heinekea
Hoogoveas
maandag
dinedag
woeas~la8
donderdaB
m1~8
60,9 (9,1)
35,5 (13,0) 51,5
41,4 (12,6)
47,6 (13,5) 38,9
44,3 (11,8)
30,0 53,8 (7,5)
39,9 (5,8)
47,0 (4,3)
44,9 (4,1)
39,4 (8,2)
38,7
54,3
48,7
51,0
52,4
54,1 (3,8)
43,4 (3,4)
43,2 (4,6)
53,2
52,2
47,5 (5,7) 46,8
42,1 (4,2)
42,1 56,9 (4,5) 38,6
44,8 (5,5)
46,2 (7,2) 46,6
45,1 (9,4)
49,5 (8,3) 42,2
54,5 (6,5) 39,0
38,2 (7,4)
42,3 (6,5) 51,2
53,9 (7,8)
54,4
50,7 (6,5)
40,6 (3,8)
43,5 (4,9)
44,0 (3,7)
42,8
55,6
51,6
52,3
43,1 (6,6) 50,3
54,5 (10,6)
39,8 (11,7)
38,2 (11,8)
45,3 (8,7)
48,3 (7,~
34,9
48,5
50,0
46,0
44,2
52,6 (4,8) 42,6
46,3 (5,6)
40,2 (8,2) 51,6
47,5 (5,4)
43,5 (S,5)
47,1
51,0
54,4 (5,5)
39,2 (6,5) 54,3
44,1 (3,9)
46,2 (4,7) 49,1
45,1 (7,8)
43,8 (6,9) 49,3
46,4 (5,9)
44,0 (7,7)
47,2 (10,0)
47,7
48,3
42,8
40,1 KLM
54,5 (7,2) 38,3
49,7
48,1
46,0
52,0
45,5
38,3
43,9
53,7
43,0 (7,5) 49,5
47,1
3
Tabel I.2 (vervolB)
foods Kon. Olie
Nat. Ned.
Nedlloyd
NMB Postbaok Pakhoed
Philips
Robeco
Rolinco
Unilever
VNU
maandag
dinsdag
woensdag
donderdag
vrijdag
46,5 (2,1)
43,0 (3,8)
47,7 (2,9)
50,0 (2,0)
49,8 (1,7)
51,4
53,2
49,4
48,0
48,5
53,3 (9,6)
44,4 (7,3)
40,7 (6,9)
46,5 (7,5)
43,2 (7,9)
37,1
48,3
52,4
46,0
48,9
54,8 (4,2) 41,0
42,0 (6,5) 51,5
47,7 (6,5)
44,3 (4,4)
44,2 (6,9)
45,8
51,3
48,9
53,9 (5,7) 40,4
41,5 (11,1) 47,4
42,9 (6,9) 50,2
42,2 (7,2)
43,5 (9,5)
50,6
47,0
53,4 (8,6) 38,0
37,2 (8,5)
42,1 (7,2)
46,8 (6,7)
54,3
50,7
46,5
43,9 (7,1) 49,0
54,0 (8,3)
43,0 (8,2)
45,7 (9,2)
44,8 (9,1)
37,7
48,8
45,1
46,1
43,2 (11,9) 44,9
47,6 (5,5)
44,0 (8,9)
44,4 (5,6)
46,0 (6,3)
43,5 (6,5)
46,9
47,1
50,0
47,7
50,0
46,2 (6,9)
44,7 (9,2)
46,2 (5,9)
43,1 (8,7)
41,8 (8,2)
46,9
46,1
47,9
48,2
50,0
50,1 (3,5)
39,6 (3,8)
42,8 (4,9)
46,1 (5,4)
46,4
56,6
52,3
48,5
45,9 (4,8) 49,3
55,8 (5,5) 38,7
43,7 (7,2) 49,1
44,0 (7,0)
46,8 (7,1)
45,2 (8,2)
49,0
46,1
46,6
4 Tabel l.3
Resultatnn (t-woardea) van de twoezijdige verschiltoets ( mat yelijke varinntie) tusaea R~,,~~ en R),,, v~n de 20 onderrochfe fondeeo, berelceod voor de periode 1 juli 1986 tot aa met 30 juni 1992, waarbij voor de 'fusiefondserl' er.Il afwijkeode ondaru~ekspericxle geldl.
I
io~i
errtl~T,edaswt
did~rsde.st
vea~dyrsdmt
do~de1d~isd~e~
Yryd~~sdae.c~t
veRaleks ~el Y~
va~deks ~al ~at
YaRdaka~ ~el Yat
Yaeplics ~e[ ~et
YaRahks e.at rat
reakisd~aa
~aek,sda~st
.raekra~dssl
~.eak~daesl
t'aetia~dessl
~.Y.Y. ~t
~.Y.Y. ArA~
RY.Y. VO~t
~-Y.Y. AOYA~1~
~.Y.V. Ylt~s
(Is0 s i~ 1)
(l~ 1 s i.2)
G.2 e i a3)
(La3 e 1~.4)
(l~1 e~ l~.s)
ABN B~k
-4,19'a
1,44~
1,76
-0,65
-0,43
A~old
-3,48a
0,96
0,29
1,16
1,06
Aào
-3,56A
0,44
2,33:
0,11
0,64
A~ev
-3,50~
1,67
1,60
0,39
-0,21
AeroBrk
-3.IOQ
2,90"'
1,15
- 1,68
0,611
Pievier
-3.62n`
1,45
0,27
0,l9
0,99
Dit-Moc~de
-4,37'a
1,6r
2,37x
0,90
-0,S9
Há~á~
-2.90II
-0,02
1,40
0,60
0,69
Hoafo.er
-3.39a
1.90
2.07:
1.02
-1.63
KIA1
J,40"i
0,76
1,113
0,9b
-0,22
Ka.. or~
-l,lo
o,7e
o,se
-o,ol
-o,zs
N~t Nd.
-],oo~
-0,al
l,zl
1,2E
1,27
NdYoyd
- 1,90
1,21
-0,41
0,14
0,93
NI~ Paldc
-3,13a
1,45
1,41
0,28
-0,00
Hkioad
-4.?Aa
1,57
0,32
0,65
1,66
PWI~
-3,16a
O,t7
1,32
0,72
0,20
Rabr.v
-1.)9
-0,79
1,6{
0,27
0,25
Rotleco
-o,s9
-1,36
1,24
0,40
0,79
Ueibver
-2,24ti
0,70
1,90
-0,OS
-0,34
VNU
-3,74~
1,21
2,19í
0,22
-0,32
2 Si~nificaet negatievelpositieva remdementea wordea bij een onbetrouwbrarbeid vao 396 aanyeduid met eeo 'X', terwijl significant negatievelpositieve reodementea bij aen onbetrouwburbeid van 196 met een 'XX' wordaa aanQeduid.
5 Tabel 1.4
Resultaten ( t-waarden) van de twee7rjdige verschiltckts (Irlet ongClijke variantie) tussen R~,,,1 en R~„ van de 20 onderzochte fondsen, berekend voor de periode l juli 1986 tot ea met 30 juni 1992, wsarbij voor de "fusiefondsen" een afwijkende onderzoeksperiode geldt'.
rWÓ"
dsdyrmdemcat
Moandajrmdmem
doode~dyrwdmxat
Vrjjdytmdemml
VET~CICLm mCl Ó Cl
VCI~CICkm mOl M
VCl~~{f~m mtt M
Vtlji{Ckm mfA ÓCl
VOf~CIOtm mp( ~!l
WOCkI!'L~mlml
MECtlmdfACm
M!!klmdEmml
MOOktCOÓCmmt
MOfklmdmlC~
m.u.v. mred~8
m.u.v. diedy
m.u.v. wom"d~~
m.u.v. doederdy
m.u.v. vrijd~~
(tzOmi:l)
(l~lmi~2)
(l~2mi:3)
(t:lmi-p
(tadmiss)
ABN B~ok
4,07a
3,71~
1,86
-0.60
A,43
AMN
-3.08n`
0,93
0.30
1.10
1,30
Akso
-3,22x'
U,42
2,16~
0,11
0.76
Amev
-3,23"
1,64
1,60
0,39
-O,2A
Am'o Bmk
-2.38~
3,06'~
1,28
-1,70
0,74
F]~aviu
-3,18n`
1,44
0.23
1,01
1,11
Cit-Mocdn
~,OBn`
I,M
2.dlx
0.90
-0,63
Hewdcm
-2,L9"'
-0.02
L3M
0,63
0,97
HooBwar
- 3,22~;
2.01
2.U2`
1,14
-1,56
K1.M
-3.21p`
0,80
1,83
0,91
-0,23
Koe. Olie
-0,93
0.78
0.38
-0,01
-0,28
N~t. Nad.
- 2,84p`
-0,77
1,10
1,32
I,31
- 1.62
1,22
-0,43
0,13
1,01
NMB Pwtó~ek
-2,73~`
1,19
1,33
0,29
-0,00
l~kóoed
-3,70s
1,66
0,33
0.69
1.63
Philip
-3,0{~
0,9M1
1,19
0,67
0,24
Kabca.n
- 1.26
.II,A9
I.M13
11,41
0,19
Rolóco
-0,83
-1,29
1,22
0,49
0,93
Unikver
- 1,87
0,72
1,84
-0,06
-0,38
-3,07~
1.23
1,99'
0,21
-0.36
Nadlbyd
VNL7
'
mredaj'mdmleet
Significant negatievelpositieve rendementen worden bij een onbetrouwbaarheid van 596 aangeduid met eea "X", terwijl significant negatievelpositieve rendementen bij een onbetrouwbaarheid van 196 met een 'XX" worden aangeduid.
Tabel I.5
Non-trading ( R;"") en trading (R,~ weckend~ffixt van de 20 onden,ochte fondsea in procenten, berekend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992, waarbij voor de 'fusiefondaea' een afwijkende onderroekspericxle geldt'.
foods
Rj "
Rl""
ABN Banlc
-0,154x
-0,225~
Ahold
-0,107
Alv,o
fonde
R~"
Rj~
Kon. Olie
-0,018
-0,010
-0,151x
Nat. Ned.
-0,048
-0,261~
-0,039
-0,244~
NedUoyd
-0,OS7
-0,135
Amev
-0,086
-0,257~
NMB Poatbank
-0,006
-0,253~
Amro Banlc
-0,043
-0,246x
Pslchoed
-0,074
-0,228X
Blaev'~er
-0,OSO
-0,230x
Philipr
-0,106
-0,250~
Gist~rocades
-0,076
-0,337~
Robeco
-0,005
-0,OSS
Heineken
-0,053
-0,145X
Rolinco
0,021
-0,059"
Hoogovens
-0,072
-0,426'a
Unilever
-0,088
-0,035
KLM
-0,120
-0,261~`
VNU
-0,089
-0,199'~
~
' Significaot cegatievelpositieve rendementr,n worden bij ~x:n onbetrouwbaarheid van 596 aangoduid met eoo 'X', terwijl aigctificaut negatievelpositieve rendemeatea bij aen onbatrouwbaarheid van 196 m~ een "XX' wordea aangeduid.
Figuur I.1
Empiriscóe eo normale verdeling van Heinekea (onderzoeksperiode 1 juli 1986 tot ~ met 30 juai 1992).
He i ne4cr-.rr FrequentleverClellnp
SOO -
400 ~
300 -~
200 -
100 ~
~-2,75 -2,5
-2
-1,5
-1
Interval Normale
verd
-0.5 ~R
0
0,5
9
1,5
standaarddevlatle~ ~
Ertplrlsche
verd
2,5
r2.75
BI,n,ACE n
9 Tabel II.1
Correlatieccefficiénten van de opeeavolgende rendementen van de 20 onderzochte fondsen, berekend voor de periode I juli 1986 tot en met 30 juni 1992, waarbij voor de "fusiefondsen" een afwijkende onderaoeksperiode geldt.
fonds
vrijdagmaandag
maaodagdinsdag
dinsda8-
woensda8donderdag
donderdag-
woensdag
ABN Bank
-0,16
-0,04
-0,02
0,12
-0,O8
Ahold
0,00
-0,10
-0,08
-0,04
0,20
Akzo
0,05
0,21
-0,14
0,04
0,09
Amev
0,09
-0,04
-0, l4
0,15
0,14
Amro Bank
0,04
-0,03
-0,17
0,04
0,13
Elsevier
0,12
-0,00
-0,09
-0,06
0,08
Gist-brocades
0,04
-0,08
-0,09
0,07
0,08
Heineken
0,08
0,17
-0,27
0,03
0,07
Hoogovens
0,14
0,13
-0,22
0,19
0,08
KLM
0,04
0,07
-0,22
0,12
0,09
Kon.Olie
0,04
0,20
-0,32
-0,06
0,06
Nat. Ned.
0,03
0,06
-0,27
-0,03
0,11
Nedlloyd
0,03
-0,06
-0,03
0,18
0,18
NMB Postbank
0,04
-0,03
0,02
0,08
0,24
Pakhoed
0,03
0,01
-0,02
0,12
O,Oó
Philips
0,08
0,20
-0,1 l
0,12
0,04
Robeco
0,12
0,29
-0,43
-0,03
0,00
Rolinco
0,15
0,31
-0,45
0,01
0,11
Unilever
0,10
0,09
-0,34
0,00
0,14
VNU
0,04
0,13
-0,01
0,13
0,16
vrijdag
lo Tahel 11.2
GemiddCld rendement (in procnntCn) op meandag, hcn:kend volgens formule (1.3) (R~„ tweade kolom), t-wurciea op rtuandag van de vCrarhiltoets aiet gelijke variantie (derde kolom), t-waardoo op maaadsg van de verschiltoets met oogelijke variantie (vierde kolom), het gemiddelde rendemeat (in proceotea) tussea vrijdagslot en mrandagopeain8 (R~r`, vijfde kolom) en óet gemiddelde readement ( in procenten) tussen maaodagopeming en maaodagslot (Rj , zrsde kolom), berekend voor de periode I juli 1986 tot ea met 30 jtmi 1992 (~ uitzonderinQ van oktober 1987 eo
19891, waarbij voor de 'fusiefondsen' em afwijkeade
ondertoeksperiode geldc'.
fonds
R~.,
t-waarden ver-
t-woardea ver-
schiltoets met
schiltoets met
gelijke vuiantiea
ongelijke varian-
R~
Rj"'
ties
ABN Banlc
-0,319~
-3,97""
-3,98~
-0,077
-0,244~
Ahold
-0,137
-2,92Xx
-2,81~`
-0,017
-0,124
Alczo
-0,184X
-2,99~
-2,86~
0,034
-0,218~
Amev
-0,268x
-3,07p`
-2,96~
-0,039
-0,230~
Amro Bank
-0,190
-2,59~`
-2,27x
0,003
-0,195x
Elr~evitlr
-0,17U
-3,07'x
-2,79xx
O,UIS
-0,185x
Gist-brocadea
-0,411~`
-3,91~`
-3,77~
-0,048
-0,365~
Heinekeo
-0,125
-2,45x
-2,28x
0,007
-0,131X
Hoogoveas
-0,405~
-2,92~
-2,87~`
-0,012
-0,391~
KI,M
-0,283X
-3,00~
-3,00~`
-0,026
-0,257~`
s Significant negatievelpositieve n~dementen worden bij eeo onbetrouwbearheid van 5 96 aangeduid met een 'X', terwijl significant negatievelpositieve rendementea bij een oobetrouwb~aarheid vao 196 met eea 'XX' worden aangeduid.
11
TabCl 11.2 (vervolg)
foods
R~,~
t-waarden ver-
t-waanlea ver-
scóiltoets met
schiltoets met
gelijke vari-
ongelijke varian-
antirs
ties
Rj'"
R,!"
Koa. OIiC
0,047
-0,22
-0,21
0,036
0,011
Nat. Ned.
-0,185
-2,40x
-2,42X
0,042
-0,230~`
Nedlloyd
-0,088
- 1,28
-1,14
0,000
-0,088
NMB Postbank
-0,151
-2,38X
-2,29X
0,043
-0,199~
Pakhoed
-0, l94
-3,SOxX
-3,34~`
-0,021
-0,173x
Philips
-0,283X
-2,83XX
-2,81xX
-0,033
-0,249~`
Robeco
0,005
-0,63
-0,59
0,048
-0,043
Rolinco
0,026
-0,20
-0,18
0,085
-0,056'~
Unilever
-0,015
-1,17
-1,06
-0,023
0,009
VNU
-0,209x
-2,91""
-2,81p`
-0,038
-0,172x
Figuur II.1
Gemiddeld readement totale onderzoeksperiode ("totaal"), gemiddeld reodemant per dag, standasrddeviatie totale onderzoeJcsperiade ('totaal") ea ~iatie per dag van ABN Bank, berelcend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 24 augustus 1990. ABN w.,a.~.,...a
...
0,0~6
Banlc sc.~n...aa...~.,.~.
0,0~3 O,O1A 0,0~3 O, Otx O,Ot~
o, O~ 0.009 O,OOB
o.oo~ o.ooB o,oos o, oo. O, 003 0,002 o,oo~ 0 -o.oo~ -o,oox -O,Up3
i
p. Otl-I
~
rOEN5Ll4,]
u~ a~„~m.,,~
Figuur II.2
lKRll.ll~f.n,:
- i
vRIJDw.G
5~~.,esa.~., Ie~ I.
Gemiddeld reodement totale onderzoeksperiode ( 'totaal"), gemiddeld reodemeat par dag, standaarddeviatie totale onderzceksperiode ( 'totaal ") on staoclaarddeviatie per dag van Ahold, berekend voor de periode 1 julí t986 tot en met 30 juai 1992. Ah~-~ I ~.! we~oe..vnc
o,oxx
o.,
sce.,unn.ooa..lncla
o.ox D, o~a o. o~B O, O to O.Oi2 O, O~ o,DOB 0.006 0,00~ O. 00 ~ t:~
-o,Doa -o,oo.
TOTn4l
I uAANDAG ~:-~~a
..ndamanc
DIN
~;'
DAG
WOENSDAG
DON
StenoenraGOVletl.,
RDAG
~
-
vi~ I JO~
-
13 Figuur II.3
Gemiddeld rendement totale onderzoeksperiode ( 'totaal'), gemiddeld reademeat per dag, standaarddeviatie totale ooderzoe~speriode ( 'totaal') en atandaarddeviatie per dag van ~Uczo, berrkead voor de periode 1 juli 1986 tot eo met 30 juoi 1992. Alczo D,oz
a...w~......c
ew.. i ec ~.
o.oia o.o~e o,o~~ o,o~z D,D~ o,ooo o,oDa
f
o,oo. o,ooz
,t~ï7 ~.,,.,wnw~c
Figuur II.4
~~ sce~aeerduo.,iec ro
Gemiddeld readement totale onderzoeksperiode ("totaal "), gemiddeld readement per dag, standaarddeviatie totale onderzoeksperiode ("totaal') en standaarddeviatie per dag vao Amev, berekend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992. Amev o,o2z
a..,ao~...~c
C~r t .
.n .ce~aeeraa...ieci.
o,o~ o, o~e 0,016 o, O~~ 0.0~2 O,
O~
O,oDO }
D, DOfi
~
o,oar o,oD2 O -0,002 -0,00~
DIN
OwG
oON `YDéNSOAG
Ftí~:~ ".~~aamc...
~`3 ~cenaeefaawinc io
qoA~.
I viiiJD~G
14 Figuur II.S
Gemiddeld rendement totale onderzoeksperiode ( 'totaal"), gemiddeld rendement per dag, standaarddeviatie totale onderzoekaperiode ( "totaal") eo standsarddeviatie per dag van Amro Bank, berekend voor de periode l juli 1986 tot en met 24 sugustus 1990.
ta~r~~ ~.,~~.,~
o,o~e O,o~~ O, D~6 O, O~3 O,O~~ 0,0~3 O, 0~2 a,o~~
-
E1~~ ~ ~k , dd.,, ~
o,a~ 0,009 O,OOB
`
0,007 0,006 0.003 D.004
~` :
``
.``
:.~` ~ .
` ~ `
``
'~~ ` ``
0.002
f
TOTSAL
~ uAnNOnG
DINSDAG
~
~
~`~ `
' ~,~` .
0,00~
O -0,00~ -o,oaz - O, 003 - O. 004
`:
~
0,003
-
OONOERDAG
WOENSOI.G
. .......
~ vpiJOAG
5[andeefCGpvle~lp
Gemiddeld reodemeot totale onderzoeksperiode ( "totaal"), gemiddeld rendemeot per dag,
Figuur II.6
standaarddeviatie totale onderzoeksperiode ( "totaal") en standaarddeviatie per dag vao Elsevier, berekend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992.
o- Oz.
E I sev i~r ~-er t. ~.,o...,.,,~ .~„ .~~.,.~a"~dd..,~.~~.
o,oaz o, oa o, o~e a,o~e O, o i4 o. 012 O,O~ O.OOB 0,006 0.00~ 0,002
O O.UO: O. I](~n
icYVnrnl
`.~'.~tfi~~JPP~cYpivlwllr
15
Figuur II.7
Gemiddeld rendemeat totale onderzoeksperiode ("totaal"), gemiddeld rendement per dag, standaxrddeviatie totale ondercoeJcsperiode ("totaal") en standaarddeviatie per dag van Gist-brocades, berekend voor de periode 1 juli 1986 tot ea met 30 juni 1992. Gist-brocadas R.rW~rr~nt
o. oz.
.n
cart
.CenW.rCnpv I.e
I.
o,ozz D,oz o, o ie 0.0~6 O, O 1~ 0,0~2 O,O~ O,00o 0,006 0,001 0,00~
0 -0.002 -D,ao. -D,006
r
TOTAAL
D~N3onG
MqqNOAG
~
Figuur II.8
Fpn~Jpmpnt
,~,.
WOENSOAG
ooNO RDqc
r
VRIJOAG
Stantleerdtlpvletlp
Gemiddeld rendement totale onderzoeksperiode ( "totaal"), gemiddeld rendement per dag, standaarddeviatie totale onderzoelcsperiode ( "totaal") en standaarddeviatie per dag van Heineken, berekend voor de periode I juli 1986 tot en met 30 juni 1992. H2 i neKen R.na.~.,..a .n aane.e~tltl..,let~.
o,one o,oi~ o. n.e o.o~s o,oia 0,0~3 o. o~z o.o~~
o, o~ 0,009 O,OOB 0,007 0,006 n.0U5
o,oor 0,003 o,DDz o, Do~
TOTNAI
DIN OAG MAANUAG
~
RpnOprront
~
DON WOENSDAG
5[endeenOdpvlaClp
ROAG VRIJOAG
16 Figuur II.9
Gemiddeld reodement totale onderzoeksperiode ("totaal'), gemiddeld rendemeat per dag, standaarddeviatie totale onderzoeksperiode ("totaal") en standaarddeviatie per dag van Hoogovcros, bernlceod voor dC pCriodC 1 juli 1986 tW rai met 30 juai 1992. Ho.-.,-r~-.v~~n~
nr~
.~~1-
~~1
-0.005
-D,D~
~
DiN
DAG
MAANDAG
~
Figuur II.10
PpnJ.impn[
DON
RDAG
wOEN50AG
~~~
VRIJOAG
StenpeerCOpvletlp
Gemiddeld rendement totale onderzoeksperiode ( "totaal"), gemiddeld rendement per dag, standaarddeviatie totale onderzoeksperiode ( 'totaal') en standaarddeviatie per dag van KLM, berekend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992.
R...~.,.,.nt
O. 02M D,Da~
o, D~ o. oie
~d~,.,. ~
`
`i:
`
`
D, o~s o.o~~
`
o. otz
~~
o,o~
Q
~~ `': .` ~~
o.ooe
` `
D,DD6 ``
o. ooa
a
~
`.~~:
O, DO4
`
`
~~'`~`
TOrAA~
~ MAANDAG
:``
~``
``
`
- o, ooz -D,ooa -D,oas
~~~
.~..nr~.jmpn,
O~NSDAG
~
~ wOENSDAG
DONDERDAG
SCandperOWVlpt tr
~ VR~JDAG
Figuur II.I1
Gemiddeld tendemeat totale ooderzoeksperiode ("totaal"), gemiddeld reademeat per dag, standaarddeviatie totale onderzoeksperiocle ( 'totaal") en staodaarddeviatie per dag van Kon. Olie, berekend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992. Kon i
nK I
A...w~.,c
o,o~s
i j K2
O I
i 2
... .ce.wee~aa.~ I ee I.
o,a~. o,o~~ o, o~a o,o~~ o, o~ 0,009 o,ooe o,oo~ 0,006 0,005
o.oo. o.oon 0.002 o. oo ~ D -o,oo~
TOTi~nL
DIN
AG
AusNOw.G
Í~~
Figuur II.12
DON WOEN504G
SCendee~ dO.v~ec
qDAG Vii I JOAri
~~a
Gemiddeld rendetcent totale onderzoeksperiode ("totaal"), gemiddeld rendement per dag, standaarddeviatie totale onderzoeksperiode ("totaal") en standaarddeviatie per dag van Nat. Ned„ berekend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 11 april 1991. Nat i ona I e- Nadar w.,a.~.....c
o, o~
...
I anden
.cenaee~aa.~ lec I.
D.Dte U.D16
U. U 1A
0,011 O,U~
o,ooo 0,006 O.OOn 0.002 O -0.00~ n . Il~l-1
~~~
l...i„~.rn.a~~~
~-~~~-tn~~dnc,rUU~vlnll.,
c.
18 Figuur II.13
Gemiddeld rendernent totale onderuielcsperiode ( 'totaal"), gemiddeld rendement per dag, standasrddeviatie totale onderzoeksperiode ( "totaal") ea standaarddeviatie per dag van Nedlloyd, berekend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992. Nedlloyd cwno.,.,ont
rorn~i
Groep
en .canaaaroa.viati.
~D~N
DwG
w4ANDAG
~j
Figuur II.14
~.,.~tlomnnt
pON WOENSDPG
~
RpnG VFiJOAG
SCandeertltlavlat ia
Gemiddeld rendetnent totale onderzoeksperiode ("totaal"), gemiddeld rendement per dag, standaarddeviatie totalc onderzoekspariodC ("toteal") en standaarddeviatie per dag van NMB Postbank, berelcr.~td vexx Je PericxlC l juli 1986 tot en met 11 april 1991. NMt3
PpStba~~K
a.n.
D.nz
GrOep
a„tiee.-aa... ~
U. il lq
O,
O t6
D,
O14
D.
D ~Z
O.O~
tl, tlll~l
0,00~
-0.002
- O, OOa
~'~~
a.~ndorront
~
StenCeerdtlovlati"
19 Figuur II.15
Gemiddeld rendement totale onderzoeksperiode ( 'totaal"), gemiddeld rendemeat per daY, standsarddeviatie totale onderzoeksperiode ( "totaal') en standaarddeviatie per dag van Pakhoed, berekead voor de periode 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992. PaKhoed Aa..a.~.r.,c
o,DZz
cer~
o~ "ce..ae"~ea.~ i wc i o
D.oz o,oie D,016 O, O~~ O,O~z D, O 1 o,00Y 0,006 0,004
0.00~
F-
n n.noz -n,oo~ MasNOaG
~DnG D ~ N..
~a Ronr~ompnc
Figuur 11.16
~r0~ OwG
Sten~]e~arOC1pv~ei
CpN~Rpn,G
7I~ VRIJO-G
i~a
GemiddeW rendement totalC ondCrureksPeriodC ( 'totaal"), gemiddeld rendement per dag, standaarddeviatie totale onderzoeksperiale ( "totaal") en standaarddeviatie per dag van Póilips, berekend vaor de periale 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992. PhilipS E12ctrOniCS R..,d.~....,c ... .c...d"".oa..,~.c~.
o.oza
~
o.ozz o, oz o,D~e 0.0~6 O.O ta n,n~a
o,o. o,ooe o.ooe D,ooa o.ooz -o,ooa - o. oor
rOrn~~
O~DwG~~ D ROwG uasNDaG ~Cy-,`~ -.~~
-.t.r~tlim"nt
~~
wOEN504G Sce~nO00rppoylotlo
~
V R ~ JOa~~
20 Figuur II.1~
Gemiddeld reodement toWe onderzoelcsperiode ('totaal"), gemiddeld reodement per dag, staodaarddeviatie totale onderwelcsperiode ('totaal') ea standaarddeviatie per dag van Roboco, bereJcead voor de periode 1 juli 1986 tot w met 30 juni 1992. Robeco w..w~.~..,[
0.0~3
.n .c.na~..ow..l.c i.
a,o~Z o,D~~ a, o~ D,ooo o,ooe o,oo~ 0.006 0,005 D, Dw 0,003 O,OOZ D,oa~
-o,oo~ TOT4qL
~
MsANOnG ~
Figuur II.18
FpnWmpn[
DiN~DAG
~
DON
I WOENSOAG
SCpnfJppr'OOpvls[
DÉ RDAG
I VRIJDAG
Ip
Gemiddeld rendement totale onderzoeksperiode ("totasl'), gemiddeld reodement per dag, standaarddeviatie totale onderzoeksperiode ( 'totaal') en staodaarddeviatie per dag van Rolinco, berekeod voor de periode 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992. Ro I ra.nap~.~.nc
o,o~s
i nc o n..c~n.ae.~lne~.
D, D~~ 0,0~3 0,0~3 D,O~~ O.O~ 0.009 O.OOB a,00~
` " `~~. ~'
.` .
`
~` `
`
"`
,~
` ,~`.
` ::
~~~
"~"
``
` `
`
o, Dos a,oas o,DDn
`
`
``~. ``
``
..
` `
.`
0,003 O,OOQ 0.00~
`
0
-o.oDi OTAAL I.uANOAG
~
Rpnupmpn[
Dd10 FlDAG
DINSDAG
~
WéNSO.sG
5[endeerO~Ipv1a[Ip
va i JOAG
21 Figuur 11.19
Gemiddeld rendement totale onderzoeksperiode ("totaal"), gemiddeld reodement per dag, standaarddeviatie totale onderzoeksperiode ("totaal") eo standaarddeviatie per dag van Unilever, berekend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992. Unilev2r
cer~,
O. O 19 O.O~B O,O~~ 0,0~6 0,0~5 O, 01a 0. 013 O, 0~2 O,O~~ O,
O~
0,009 O,OOB O. 00 7 0,006 0.005
` `~
.``
`~ `;-.
``
`` `
`
`.
`
O,00a 0,003 0,002 oÍ oo~
-a.oao -o,ooz
`.
rorAA~
MASriGe..
~
Figuur IL20
`
GVn~lprrUnt
n~ NSOAG
L~
DOND wGEN50AG
qOAG vFiJOAG
~.cetnaeer-iYO.ivleC~i
Gemiddeld rendement totale onderzoeksperiode ( "totaal"), gemiddeld rendement per dag, standaarddeviatie totale onderzoeksperiode ( "totaal") en standaarddeviatie per dag van VNU, berekend voor de periode I juli 1986 tot eo met 30 juni 1992.
~.~,,. ~.."., nt
n
vrri. r
.
~
.
a. o~ o,o~e 0.0~6 O,O~a O, 0~2 O,O~
0-002 O -0,002
-O,OOa
~~~j
:~c.n~]qrnent
~
Scentleerptlpv~e2
v
i
IN 1992 REEDS VERSCHENEN 532
F.G. van den Heuvel en M.R.M. Turlings Privatisering van arbeidsongeschiktheidsregelingen Refereed by Prof.Dr. H. Verbon
533
J.C. Engwerda, L.G. van Willigenburg LQ-control of sampled continuous-time systems Refereed by Prof.dr. J.M. Schumacher
534
J.C. Engwerda, A.C.M. Ran 8~ A.L. Rijkeboer Necessary and sufficient conditions for the existence of definite solution of the matrix equation X. A~X-lA - Q. Refereed by Prof.dr. J.M. Schumacher
a
positive
535
Jacob C. Engwerda The indefinite LQ-problem: the finite plsnning horizon case Refereed by Prof.dr. J.M. Schumacher
536
Gert-Jan Otten, Peter Borm, Ton Storcken, Stef Tijs Effectivity functions and associated claim game correspondences Refereed by Prof.dr. P.H.M. Ruys
537
Jack P.C. Kleijnen, Gustav A. Alink Validation of simulation models: mine-hunting case-study Refereed by Prof.dr.ir. C.A.T. Takkenberg
538
V. Feltkamp and A. van den Nouweland Controlled Communication Networks Refereed by Prof.dr. S.H. Tijs
539
A. van Schaik
Productivity, Labour Force Participation and the Solow Growth Model Refereed by Prof.dr. Th.C.M.J. van de Klundert
540
J.J.G. Lemmen and S.C.W. Eijffinger The Degree of Financial Integration in the European Community Refereed by Prof.dr. A.B.T.M. van Schaik
541
J. Bell, P.K. Jagersma Internationale Joint Ventures Refereed by Prof.dr. H.G. Barkema
542
Jack P.C. Kleijnen Verification and validation of simulation models Refereed by Prof.dr.ir. C.A.T. Takkenberg
543
Gert Nieuwenhuis
Uniform Approximations of the Stationary and Palm Distributions of Marked Point Processes Refereed by Prof.dr. B.B. van der Genugten
ii
544
R. Heuts, P. Nederstigt, W. Roebroek, W. Selen Multi-Product Cycling with Packaging in the Process Industry Refereed by Prof.dr. F.A. van der Duyn Schouten
545
J.C. Engwerda Calculation of an approximate solution of the infinite time-varying LQ-problem Refereed by Prof.dr. J.M. Schumacher
546
Raymond H.J.M. Gradus and Peter M. Kort On time-inconsistency and pollution control: Refereed by Prof.dr. A.J. de Zeeuw
54~
a macroeconomic approach
Drs. Dolph Cantrijn en Dr. Rezaul Kabir De Invloed van de Invoering van Preferente Beschermingsaandelen Aandelenkoersen van Nederlandse Beursgenoteerde Ondernemingen Refereed by Prof.dr. P.W. Moerland
548
Sylvester Eijffinger and Eric Schaling Central bank independence: criteria and indices Refereed by Prof.dr. J.J. Sijben
549
Drs. A. Schmeits Geintegreerde investerings- en voor Capital Budgeting
financieringsbeslissingen;
op
Implicaties
Refereed by Prof.dr. P.W. Moerland 550
Peter M. Kort Standards versus standards: the effects of different restrictions on the firm's dynamic investment policy Refereed by Prof.dr. F.A. van der Duyn Schouten
pollution
551
Niels G. Noorderhaven, Bart Nooteboom and Johannes Berger Temporal, cognitive and behavioral dimensions of transaction costs; to an understanding of hybrid vertical inter-firm relations Refereed by Prof.dr. S.W. Douma
552
Ton Storcken and Harrie de Swart Towards an axiomatization of orderings Refereed by Prof.dr. P.H.M. Ruys
553
J.H.J. Roemen The derivation of a long term milk supply model from an model Refereed by Prof.dr. F.A. van der Duyn Schouten
optimization
554
Geert J. Almekinders and Sylvester C.W. Eijffinger Daily Bundesbank and Federal Reserve Intervention and the Conditional Variance Tale in DM~S-Returns Refereed by Prof.dr. A.B.T.M. van Schaik
555
Dr. M. Hetebrij, Drs. B.F.L. Jonker, Prof.dr. W.H.J. de Freytas "Tussen achterstand en voorsprong" de scholings- en personeelsvoorzieningsproblematiek van bedrijven in de procesindustrie Refereed by Prof.dr. Th.M.M. Verhallen
iii
556
557
Ton Geerts Regularity and singularity in linear-quadratic implicit continuous-time systems Communicated by Prof.dr. J. Schumacher Ton Geerts Invariant subspaces and invertibility properties tems: the general case Communicated by Prof.dr. J. Schumacher
control
for
subject
singular
to
sys-
558
Ton Geerts
559
C. Fricker and M.R. Jaibi Monotonicity and stability of periodic polling models Communicated by Prof.dr.ir. O.J. Boxma
560
Ton Geerts Free end-point linear-quadratic control subject to implicit continuous-time systems: necessary and sufficient conditions for solvability Communicated by Prof.dr. J. Schumacher
561
Paul G.H. Mulder and Anton L. Hempenius Expected Utility of Life Time in the Presence of a Chronic Noncommunicable Disease State Communícated by Prof.dr. B.B. van der Genugten
562
Jan van der Leeuw The covariance matrix of ARMA-errors in closed form Communicated by Dr. H.H. Tigelaar
563
J.P.C. Blanc and R.D. van der Mei Optimization of polling systems with Bernoulli schedules Communicated by Prof.dr.ir. O.J. Boxma
564
B.B. van der Genugten Density of the least squares estimator in the multivariate linear model with arbitrarily normal variables Communicated by Prof.dr. M.H.C. Paardekooper
565
René van den Brink, Robert P. Gilles Measuring Domination in Directed Graphs Communicated by Prof.dr. P.H.M. Ruys
566
Harry G. Barkema The significance of work incentives from bonuses: some new evidence Communicated by Dr. Th.E. Nijman
Solvability conditions, consistency and weak consistency for linear differential-algebraic equations and time-invariant singular systems: the general case Communicated by Prof.dr. J. Schumacher
iV
567
Rob de Groof and Martin van Tuijl Commercial integration and fiscal policy in interdependent, financially integrated two-sector economies with real and nominal wage rigidity. Communicated by Prof.dr. A.L. Bovenberg
568
F.A. van der Duyn Schouten, M.J.G, van Eijs, R.M.J. Heuts
The value of information in a fixed order quantity inventory system Communicated by Prof.dr. A.J.J. Talman 569
E.N. Kertzman Begrotingsnormering en EMU
Communicated by Prof.dr. J.W, van der Dussen 570
A. van den Elzen, D. Talman Finding a Nash-equilibrium in noncooperative N-person solving e sequence of linear stationary point problems Communicated by Prof.dr. S.H. Tijs
games
by
571
Jack P.C. Kleijnen Verification and validation of models Communicated by Prof.dr. F.A. van der Duyn Schouten
572
Jack P.C. Kleijnen and Willem van Groenendaal Two-stage versus sequential sample-size determination in regression analysis of simulation experiments
573
Pieter K. Jagersma Het management van multinationale ondernemingen: de concernstructuur
574
A.L. Hempenius Explaining Changes in External Funds. Part One: Theory Communicated by Prof.Dr.Ir. A. Kapteyn
575
J.P.C. Blanc, R.D. van der Mei Optimization of Polling Systems by Means of Gradient Methods and the Power-Series Algorithm Communicated by Prof.dr.ir. O.J. Boxma
576
Herbert Hamers A silent duel over a cake Communicated by Prof.dr. S.H. Tijs
577
Gerard van der Laan, Dolf Talman, Hans Kremers On the existence and computation of an equilibrium in an economy with constant returns to scale production Communicated by Prof.dr. P.H.M. Ruys
578
R.Th.A. Wagemakers, J.J.A. Moors, M.J.B.T. Janssens Characterizing distributions by quantile measures Communicated by Dr. R.M.J. Heuts
V
579
J. Ashayeri, W.H.L. van Esch, R.M.J. Heuts Amendment of Heuts-Selen's Lotsizing and Sequencing Heuristic for Single Stage Process Manufacturing Systems Communicated by Prof.dr. F.A. van der Duyn Schouten
580
H.G. Barkema The Impact of Top Management Compensation Structure on Strategy Communicated by Prof.dr. S.W. Douma
581
Jos Benc~ers en Freek Aertsen Aan de lijn of aan het lijntje: wordt slank produceren de mode? Communicated by Prof.dr. S.W. Douma
582
Willem Haemers Distance Regularity and the Spectrum of Graphs Communicated by Prof.dr. M.H.C. Paardekooper
583
Jalal Ashayeri, Behnam Pourbabai, Luk van Wassenhove Strategic Marketing, Production, and Distribution Planning of an Integrated Manufacturing System Communicated by Prof.dr. F.A. van der Duyn Schouten
584
J. Ashayeri, F.H.P. Driessen Integration of Demand Management and Production Planning in a Batch Process Manufacturing System: Case Study Communicated by Prof.dr.
F.A.
van der Duyn Schouten
585
J. Ashayeri, A.G.M. van Eijs, P. Nederstigt Blending Modelling in a Process Manufacturing System Communicated by Prof.dr. F.A. van der Duyn Schouten
586
J. Ashayeri, A.J. Westerhof, P.H.E.L. van Alst Application of Mixed Integer Programming to A Large Scale Logistics Problem Communicated by Prof.dr. F.A. van der Duyn Schouten
587
P. Jean-Jacques Herings On the Structure of Constrained Equilibria Communicated by Prof.dr. A.J.J. Talman
Vi
IN 1993 REEDS VERSCHENEN 588
Rob de Groof and Martin van Tuijl The Twin-Debt Problem in an Interdependent World Communicated by Prof.dr. Th. van de Klundert
589
Harry H. Tigelaar A useful fourth moment matrix of a random vector Communicated by Prof.dr. B.B. van der Genugten
590
Niels G. Noorderhaven Trust and transactions; transaction cost analysis with a differentiel behavioral assumption Communicated by Prof.dr. S.W. Douma
591
Henk Roest and Kitty Koelemeijer Framing perceived service quality and related constructs A multilevel approach Communicated by Prof.dr. Th.M.M. Verhallen
592
Jacob C. Engwerda The Square Indefinite LQ-Problem: Existence of a Unique Solution Communicated by Prof.dr. J. Schumacher
593
Jacob C. Engwerda Output Deadbeat Control of Discrete-Time Multivariable Systems Communicated by Prof.dr. J. Schumacher
594
Chris Veld and Adri Verboven An Empirical Analysis of Warrant Prices versus Prices
Communicated by Prof.dr.
Long Term Call
Option
P.W. Moerland
595
A.A. Jeunink en M.R. Kabir De relatie tussen asndeelhoudersstructuur en beschermingsconstructies Communicated by Prof.dr. P.W. Moerland
596
M.J. Coster and W.H. Haemers Quasi-symmetric designs related to the triangular graph Communicated by Prof.dr. M.H.C. Paardekooper
597
Noud Gruijters
De liberalisering van het internationale risch-institutioneel perspectief Communicated by Dr. H.G. van Gemert
kapitaalverkeer
in
histo-
u iWi~uuiii pi ri auiiu i ~iwi ~i A U~ ~ i
