MERCADO CONTINUO. DATOS DIARIOS

Dado que en 1989 ha comenzado a funcionar el mercado continuo, he querido completar este estudio aplicando la misma metodología a dicho mercado. En tal sentido podemos considerarlo como una aportación pionera en este campo, pero que indudablemente podrá ser mejorada cuando el mercado esté más rodado y con más títulos. La cartera de mercado puede ser también más criticada en este caso.

Hemos tomado los primeros 22 títulos que llegaron a los 100 días de cotización en el mercado continuo, calculando las rentabilidades diarias para el periodo que va desde el 31 de Julio de 1989 hasta el 26 de Diciembre del mismo año (100 rentabilidades).

Tenemos los siguientes valores:

ALTOS HORNOS	PAPELERA ESPAÑOLA
ARAGONESA	PETROMED
AZUCARERA	RENTA INMOBILIARIA
CANTABRICA	SARRIO
CATALGAS	SNIACE
DURO FELGUERA	TUBACEX
HIDROLA	UNION Y EL FENIX
KOIPE	URALITA
MAPFRE	VALLEHERMOSO
MOTOR IBERICA	VIDRALA
NUEVA MONTAÑA	ZARDOYA

La única particularidad es que al tomar los datos de la información que proporciona el BBV (igual que el resto del estudio), los viernes se toma una cotización algo anterior al cierre.

Con las rentabilidades diarias y utilizando como cartera de mercado la media ponderada, los resultados del modelo de mercado pueden verse en el cuadro nš 10, con una explicación total del 27,47%. El resultado del CAPM es:

R = -0,00076 + 0,001 b + uj	R2 = 0,03096
(0,001305) (0,00125)	Desv. t. = 0,00221

Se ve que el modelo no explica prácticamente nada, pudiendo aceptarse que vale cero tanto el término independiente como la pendiente.

Utilizando el análisis factorial, puede verse en el cuadro nš 11 que el primer factor explica el 31,16%, algo más que el modelo de mercado, bajando mucho la explicación en los demás factores. Ese primer factor es muy parecido a la rentabilidad del mercado, lo que se puede comprobar calculando la correlación entre las mediciones de ese primer factor y los valores de la cartera de mercado; el resultado es 0,9269. En los resultados de la rotación puede verse la difícil identificación de cada factor en este caso.

Si utilizamos ahora como cartera de mercado la media sin ponderar, los resultados del modelo de mercado varían poco (véase el cuadro nš 12), alcanzándose una explicación total del 30,16%. El resultado del CAPM es:

R = -0,00051 + 0,00073 b + uj	R2 = 0,01767
(0,0012998) (0,00121)	Desv. t. = 0,00223

Los resultados son aún peores que en el ponderado, que ya era muy malo. Comparando las mediciones del primer factor con las de la cartera de mercado no ponderada la correlación es de 0,9808, algo mayor que antes. Vemos que en este caso, nuevamente, la utilización de la cartera no ponderada, sólo aumenta la explicación del modelo de mercado, identificándose con el primer factor, pero nada aporta al CAPM.

Hemos realizado alguna otra prueba, que no adjuntamos, cambiando algo las condiciones de entrada de datos, pero tan defendibles como las antes planteadas. El resultado ha sido que el modelo CAPM varía bastante, siendo más parecidos el modelo de mercado y el factorial.