فرضیه بازار کارآمد

آزمایش فرضیه بازار کارآیی برای بازار سهام کلمبیا

بررسی فرضیه کارآیی بازار سهام در کلمبیا

به دانشکده مطالعات صنعتی و تجاری ، دانشگاه صنعتی سانتاندر ، کلمبیا ، jduarte@uis. edu. co دانشکده علوم اقتصادی و تجاری ، دانشگاه جامع مادرید ، اسپانیا ، jmascare@ccee. ucm. es c دانشکده مطالعات صنعتی و مطالعات صنعتی تجارت ، دانشگاه صنعتی سانتاندر ، کلمبیا ، katjiss@gmail. com

دریافت: 9 فوریه 2013. دریافت شده در فرم اصلاح شده: 14 آوریل 2014. Accepted: 19 مه 2014.

چکیده یکی از فرضیات اساسی مدل های قیمت گذاری دارایی (CAPM و APT) اثربخشی بازارها است. این مقاله به دنبال اثبات این نیاز به شکل ضعیف خود ، هم برای شاخص عمومی بورس کلمبیا و هم برای نماینده ترین دارایی های بازار کلمبیا است. برای این منظور ، روشهای مختلف آماری اجرا می شود تا نشان دهد که الگوهای سهام از یک الگوی توزیع عادی پیروی نمی کنند. به طور اضافی ، هنگام آزمایش بازار کارآمد کلمبیا از طریق یک سری از دوره ها ، BDS ، LB و Bartlett ، هیچ مدرکی از تصادفی در دارایی های مالی اصلی به جز اکوپترول وجود ندارد. مهمارو ، در مورد خاص IGBC ، بهبود کارآیی بازار از سال 2008 تا 2010 است ، دوره ای که با شروع بحران اقتصادی جهانی مطابقت دارد.

واژه های کلیدی: فرضیه بازار کارآمد ، پیاده روی تصادفی ، بازگرداندن خودکار ، تست اجرا ، تست BDS ، تست LB و آزمون بارتلت

خلاصه یکی از فرضیات اساسی مدل های ارزیابی دارایی (CAPM و APT) کارایی بازارها است. کار حاضر در تلاش است تا این نیاز را به شکل ضعیف خود ، هم به شاخص عمومی بورس کلمبیا و چه نماینده ترین اقدامات بازار کلمبیا ، تأیید کند. برای این منظور ، با روشهای مختلف آماری بررسی می شود که سری بورس اوراق بهادار از الگوی توزیع عادی پیروی نمی کند. علاوه بر این ، هنگام پرس و جو در مورد کارآیی بازار کلمبیا ، از طریق آزمایشات Rachas ، BDS ، LB و Bartlet ، به استثنای اکوپترول ، به طور غیر تصادفی در دارایی های مالی اصلی مشهود است ، در حالی که برای IGBC بهبود کارآیی از کارآیی بازار از سال 2008 تا 2010 ، دوره ای که همزمان با آغاز بحران اقتصادی جهانی است.

1. معرفی

اثبات تجربی برای فرضیه بازارهای کارآمد (EMH) بر اساس تعیین اینکه آیا قیمت ابزارهای مالی در واقع از یک پیاده روی تصادفی (RW) پیروی می کند ، یا به عبارت دیگر ، اگر تشکیل قیمت این ابزارها غیرقابل پیش بینی باشد و آن قیمت آینده غیرممکن استپیش بینی سیستماتیک به منظور به دست آوردن برخی از مزایای فوق العاده در بازار. EMH فرض می کند که هم جریان اطلاعات آینده و هم واکنش سرمایه گذار به طور همزمان تولید می شود و باعث ایجاد یک حرکت "فوری" و تصادفی در قیمت ها می شود.

به گفته کمپبل و همکاران.[1] پیاده روی تصادفی در سه نسخه مختلف ، پیاده روی تصادفی 1 ، 2 و 3 (RW1 ، RW2 و RW3) ساختار یافته است. RW1 به عنوان یک پیاده روی تصادفی تعریف شده است که در آن افزایش قیمت ها و بازده ها مستقل و یکسان توزیع شده است (i. i. d) ، RW2 از طرف دیگر ، مستلزم این است که افزایش ها مستقل باشند ، اما به طور یکسان توزیع نشده و در نهایت RW3 اجازه می دهد اما وابسته باشدافزایش نامربوط افزایش می یابد.

در میان پیشگامان نظریه بازارهای کارآمد ، ما لیسانس داریم [2] ، که در پایان نامه دکتری خود "Théorie de la Spéculation" یک تئوری ریاضی و آماری از جنبش براون ایجاد کرد و با توضیح کارآیی بازارها از طریق رفتار یک مارتینگیل توضیح داد. سالها بعد ، این کاولز [3] بود که برای اولین بار توصیه های تحلیلگران سهام را به صورت تجربی مورد مطالعه قرار داد و به این نتیجه رسید که نظرات ادعا کننده آنها به طور سیستماتیک در بازار حاکم نیست و اعتبار به تئوری بازارهای کارآمد می دهد.

در اقتصاد مالی مدرن ، FAMA [4] ، پیشگام دیگر در زمینه بازارهای کارآمد ، از تحقیقات گسترده تجربی استفاده کرد که مدل پیاده روی تصادفی را در بازارهای همه کاره تأیید می کند ، و این چالشی را که چنترها در پیش بینی قیمت سهام در مواجهه با تصادفی با آن روبرو بودند ، برجسته می کند. تعریف EMH چندین بار توسط FAMA تغییر یافته است ، و اینگونه است که نویسنده در تئوری کارآمد بازار مفاهیم معامله و هزینه های اطلاعات را در بر می گیرد تا نشان دهد که قیمت ها اطلاعات را فقط تا حدی که از مزایای حاشیه ای تجاوز نمی کند ، منعکس می کندهزینه ها (معامله و اطلاع رسانی) [5]. سالها بعد ، او دوباره تعریف EMH را برای گنجاندن مفاهیم ناهنجاری بازار در مدل اصلاح می کند: "مقدار مورد انتظار بازده غیر طبیعی صفر است ، اما شانس باعث ایجاد انحراف از صفر (ناهنجاری ها) در هر دو جهت می شود" [6].

ساموئلسون [7] به موازات کار فاما ، اولین استدلال نظری رسمی را برای بازارهای کارآمد ارائه داد ، که در آن تغییرات قیمت باید به طور غیرقابل پیش بینی نوسان داشته باشد. فوراً ، انتظارات و اطلاعات شرکت کنندگان در بازار ، و این جایی است که نویسنده به جای پیاده روی تصادفی که فاما مطرح کرده است ، قیاس مارتینگاله را به کار می برد.

در طول یک دهه و نیم گذشته به زبان لاتین-آمریکایی کار زیادی در مورد کارآیی بازار انجام شده است. یکی از اولین کسانی که تصادفی بودن بازارهای لاتین-آمریکایی را اثبات کرد ، اروتیا [8] بود که بازارهای آرژانتینی ، شیلی و مکزیک را از سال 1975 تا 1991 از طریق تست های اجرا و تنوع بی ارزش آزمایش کرد و به این نتیجه رسید که این بازارها این کار را نمی کنندیک پیاده روی تصادفی را دنبال کنید. سالها بعد ، در سال 1997 ، Bekaert و همکاران.[9] شاخص بورس اوراق بهادار عمومی کلمبیا را از طریق آزمون و آزمون همبستگی سریال مورد تجزیه و تحلیل قرار داد. آنها تئوری پیاده روی تصادفی را از سال 1987 تا 1994 رد کردند. در هزاره جدید ، دلفینر [10] ، کارآیی نسبی بازار آرژانتین را در مقایسه با بازار ایالات متحده از سال 1993 تا 1998 ، با استفاده از یک تست متفاوت ، یک r اصلاح شده ، اثبات کرد. تست تست ، همبستگی و آزمایش اجرا ، که در آن سطح خاصی از وابستگی در بازده آرژانتین تشخیص داده شد و فیلترهای الکساندر دریافتند که در آن کشور دستاوردهای اضافی نیز وجود دارد که در کمیسیون ها گم شده اند. در سال 2004 ، مایا [11] حضور تصادفی در بازار کلمبیا را پیدا کرد. در سال 2006 ، Zuluaga و Velásquez [12] دریافتند که هنگام انجام سرمایه گذاری به دلار می توان بازدهی را بدست آورد و از سیگنال های سرچشمه گرفته از برخی شاخص ها پیروی می کند ، اما به این دلیل که می توان هزینه های پایین معامله را بدست آورد ، رد می شود و کارآیی را رد می کند. فرضیه بازار در بازار ارزی کلمبیا. بعداً ، Eom و همکاران.[13] برای آزمایش فرضیه بازار کارآمد با شکل ضعیف در 60 شاخص بازار کشورهای مختلف ، نماینده Hurst را محاسبه کرد. آنها به طور تجربی دریافتند که کلمبیا دارای یک نماینده Hurst متوسط بالا است که میزان کمتری از کارآیی را نشان می دهد.

با این حال ، بیشترین مطالعات فقط در یک دوره تنها بازار سهام شاخص عمومی را آزمایش می کند. این مقاله به دنبال اثبات فرضیه بازار کارآمد با شکل ضعیف است ، هم برای شاخص عمومی بورس کلمبیا و هم برای نماینده ترین دارایی های بازار کلمبیا در دوره های مختلف.

2. روش شناسی

فرایند اثبات تجربی با تعریف فضای ساده و متغیر مطالعه آغاز می شود و در زیر ما تجزیه و تحلیل اولیه این سری را با هدف تعریف اینکه آیا رفتار از توزیع عادی پیروی می کند ، انجام می دهیم. سپس ، ما داده ها را آزمایش می کنیم تا ثابت کنیم که آیا بازده مستقل و یکسان توزیع شده است ، از طریق آزمایشات و آزمایشات BDS. سرانجام ، ما وجود همبستگی سریال را از طریق تست Barttlet و Ljung-Box (LB) تأیید می کنیم.

2. 1داده ها در تاریخ 3 ژوئیه 2011 ، بورس اوراق بهادار کلمبیا (BVC) بازارهای همه کاره بوگوتا ، مدیلین و کالی را که همه قبلاً به طور مستقل عمل می کردند ، فقط به یک شاخص تلفیق کردند. به همین دلیل منطقی است که این مطالعه را 6 ماه قبل از افتتاح شاخص ، یا به عبارت دیگر از ژانویه 2002 شروع کنیم. در جدول 1 ، برخی از شرکت های منتخب به دلیل این واقعیت که فعالیت های آنها آغاز شده است تعداد کمتری از مشاهدات دارندبعد از روز افتتاح IGBC.

با استفاده از اصل پارتو ، ما نماینده ترین سهام کلمبیایی را با استفاده از معیارها از مشارکت در شاخص بورس عمومی کلمبیا (IGBC) شناسایی می کنیم. در جدول 1 ، سهام نشان داده شده است که 60 ٪ از شاخص را با تاریخ های مربوطه و تعداد مشاهدات تشکیل می دهند.

2. 2تجزیه و تحلیل اولیه سری مالی هدف از درک رفتار داده ها ، کاربرد یک تحلیل آماری را ضروری می کند که به ما امکان می دهد بهترین تعدیل توزیع تجربی را تعریف کنیم. برای این منظور ما دو مرحله را پیاده سازی می کنیم: در ابتدا آمار اساسی را به همراه آزمون Jarque-Bera (JB) محاسبه می کنیم تا مشخص کنیم آیا این سری توزیع عادی دارد یا خیر. دوم ما داده ها را به سفارش ارسال می کنیم تا تنظیمات توزیع های نظری را رتبه بندی کنیم. ما با توجه به مزایای ذکر شده توسط [1] ، از عملکرد بازگشت به طور مداوم به عنوان متغیر برای مطالعه استفاده می کنیم.

2. 3آزمایش فرضیه بازار کارآیی همانطور که در لیست نظری نشان داده شده است ، آزمایش های مختلفی برای اثبات EMH در دسترس است. این مطالعه ابتدا به اعمال تست های غیر پارامتری (Runs و BDS) با هدف مشخص کردن اینکه آیا افزایش بازده مستقل و یکسان توزیع شده است ، یا نسخه مناسب RW1 از پیاده روی تصادفی است. به طور مشابه ، برای اثبات نسخه RW3 ، آزمون LB را تخمین می زنیم ، که همراه با تجزیه و تحلیل همبستگی مربوطه که توسط بارتلت پیشنهاد شده است ، به دنبال شناسایی بازده هایی هستند که همبستگی ندارند.

آزمون اجرا غیرپارامتری یا آزمون Wald Wolfowitz [14] ، به دنبال آزمایش فرضیه کارآیی بازار با تضاد با RW1 ، استفاده از این به عنوان پایه ای برای تعداد سری (R) موجود در دنباله است ، به طوری که کوچک یا بزرگمقادیر R حاکی از تصادفی در تولید قیمت نیست. این متغیر به صورت بدون علامت به عنوان یک توزیع عادی رفتار می کند ، که در صورت استاندارد سازی آماری گسسته برای Eq ایجاد می کند.(1).

تعداد بازده های بالاتر از میانگین و تعداد بازده های زیر میانگین است ، اگر مقدار P کمتر از 5 ٪ باشد ، بازده I. I را رد می کنیم.

آزمون BDS که توسط بروک و همکاران ساخته شده است ، و در سال 1996 به همراه Lebaron [15] اجرا شده است ، به دلیل یک آزمایش آماری غیر پارامتری به شدت از ساختارهای خطی و غیر خطی فاصله دارد [16] ، که به دنبال اثبات فرضیه تهی استیک سری موقت i. i. d توضیح نظری این آزمون ، تا حدودی ، این واقعیت را اثبات می کند که هنگام استفاده از یک سری از بازده سهام مالی ، که از برخی عملکردهای توزیع F پیروی می کند (~ج) ، که پس از تعیین اپسیلون (ه) بیشتر از صفر و کمتر از یک دامنه ، یا. فرضیه آزمون BDS است.

به منظور به دست آوردن احتمال ، ما از همبستگی انتگرال [17] و [18] استفاده می کنیم. به طوری که با غوطه وری و فاصله E با مشاهدات n ، آمار توسط Eq تعریف می شود.(2).

پس از اتمام آزمون BDS و به دنبال توصیه های آزمون های قبلی [19] که نشان می دهد آزمایشات مربوط به اپسیلون های مختلف به منظور اثبات پذیرش یا رد آنها ، با استفاده از چهار اپسیلون های مختلف: 0. 5 ، 1 ، 1. 5 و 2 انحراف معمولی داده هاوادما از ابعاد = با هدف مشاهده رفتار آماری با رشد استفاده می کنیم.

از طرف دیگر ، برای یافتن خود همبستگی در بازده سهام ، از آزمون Bartlett و آزمایش Q Ljung-Box استفاده می شود که در زیر نشان داده شده است.

2. 3. 3. تست Ljung-Box. این آزمون تنوع جعبه و آزمایش Pierce Q است ، که به دنبال اثبات این فرضیه است که ضرایب همبستگی همزمان صفر است [20]. LB آماری توسط Eq تعریف شده است.(3).

اندازه نمونه کجاست و تاخیر است. فرضیه تهی اگر p_value رد شود

2. 3. 4. تست بارتلت. این اثبات فرضیه فردی را تجزیه و تحلیل می کند که "برخی" از همبستگی های غیر از صفر است ، و برای این منظور ما به آنچه بارتلت نشان داده است [21] می رویم ، به این معنی که اگر یک سری زمانی کاملاً تصادفی باشد (سر و صدای سفید) ، ضرایب همبستگیمانند یک توزیع عادی با میانگین صفر و واریانس به صورت مجانبی رفتار کنید ، در این صورت سطح اطمینان 95 ٪ برای هر یک تعریف می شود).

در زیر نتایج تست های آماری شرح داده شده در روش ، و در همان ترتیب ظاهر می شود:

3. 1تجزیه و تحلیل سری مقدماتی در جدول 2 ، چهار لحظه اول برای داده ها ، حداکثر و حداقل مقادیر آنها و احتمال خطاهای نوع I در آماری Jarque-Bera را مشاهده می کنیم. از داده های آماری ، می بینیم که پوستی و کورتوز ابزارهای مختلف مالی با ویژگی های یک توزیع عادی مطابقت ندارد ، به خصوص در لحظه چهارم ، که برای همه موارد بالاتر از 3 معمولی برای توزیع اورما است. یکی دیگر از مشاهدات مهم این واقعیت است که حداقل و حداکثر در این سری بیش از انحراف استاندارد 6 است که دم های طولانی در توزیع ها را نشان می دهد ، که این نیز معمولی برای توزیع عادی نیست. میانگین و متوسط سهام مختلف به صفر نزدیک می شود ، اما با دیگری متفاوت است و با برابری که این دو پارامتر باید در یک توزیع عادی به اشتراک بگذارند ، مغایرت دارد. به طور خلاصه ، از آمار اساسی ممکن است موارد زیر مشاهده شود: لپتوکورتوز قوی در همه سهام. عدم تقارن ، به ویژه با اکوپترول و cemargos. توزیع ها تا حد زیادی منعکس کننده حداکثر و حداقل مقادیر ، که منجر به این نتیجه می شود که هیچ یک از سری های مورد تجزیه و تحلیل به عنوان یک توزیع عادی رفتار نمی کنند ، اما سهم Rubiales اقیانوس آرام را می توان سهام دانست که از نزدیک شبیه به توزیع عادی است.

ناهنجاری احتمالی این سریال ، که از طریق تجزیه و تحلیل چهار لحظه اول تشخیص داده می شود ، با آزمایش Jarque-Bera تأیید می شود ، همانطور که در داده های جدول 2 نشان داده شده است ، که در آن سهام مختلف مالی مقادیر P و JB را در همه موارد نشان می دهدبدین ترتیب فرضیه عادی سازها را رد می کند.

علاوه بر این ، پس از انجام تست های تنظیم از طریق آمار ، می بینیم که توزیع که به بهترین وجه توصیف اکثریت این سریال است ، لجستیک است که در 83 ٪ دارایی ها در رده اول قرار دارد ، در حالی که توزیع عادی در 4 مکان دوم قرار می گیرد6 سری مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت ، بنابراین از نتایج حاصل از آمار اساسی و آزمون Jarque-Bera که قبلاً مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت ، پشتیبانی می کند. در زیر ما یک استنباط آماری انجام می دهیم تا مشخص کنیم آیا بازده مانند پیاده روی های تصادفی 1 و 3 رفتار می کند.

3. 2آزمایش از جدول 3 استنباط می کنیم که برای بیشتر سهام بازده ها i. i. d نیستند ، به جز Ecopetrol و PREC. این می تواند به این واقعیت بدهکار باشد که از آغاز آنها این دو سهام ملی با بالاترین حجم معاملات در کشور هستند (جدول 1).

3. 3آزمایش BDS جدول 4 نتایج حاصل از آزمون BDS را نشان می دهد ، از این رو ممکن است نتیجه بگیریم که سری های مختلف مالی I. I. D را نشان نمی دهد ، همانطور که در تمام محاسبات BDS استاندارد بسیار بیشتر از Z2. 5 ٪ است (1. 96)ایجاد خطاهای نوع 1 1 از 0 ٪.

به همان روشی که می توانیم ببینیم که حتی با افزایش اپسیلون ، این فرضیه هنوز باید رد شود ، زیرا به طور کلی ارزش آمار بیشتر از 10 است ، تولید p_values صفر برای همه سهام ، اپسیلون ها و ابعاد داده شده. توجه داشته باشید که با افزایش ابعاد ، آمار به طور کلی رشد می کند ، بنابراین رد رد می شود

نتایج آزمون BDS منسجم و سازگار با تحقیقات قبلی است [22] ، [1] و [15] به این معنا که این آزمون از پتانسیل قوی برای تشخیص ساختارهای خطی و غیر خطی برخوردار است و به همین دلیل ماستفرضیه i. i. d را برای همه سهام رد کنید ، نشان می دهد که سری مالی کلمبیا حاوی نوعی ساختار است.

3. 4تجزیه و تحلیل همبستگی سریال برای تضاد با آزمایشات LB و Bartlett ما به روش زیر ادامه خواهیم داد: ابتدا با هدف ارزیابی IGBC به مرور زمان ، ما آزمایشات را تخمین می زنیم ، دوره مطالعه را به گروه های کوچکتر از 520 مشاهده می کنیم ، که بیش از حد انجام می شود ، بیش از حد ، بیش از حد انجام می شود. دوره از 2 ژانویه 2002 تا 31 آگوست 2002 (جدول 5) ؛ثانیا ، ما داده ها را برای کل دوره تجزیه و تحلیل (2002-2012) ارزیابی می کنیم.

برای تصمیم گیری در مورد تعداد لحظات ، اشاره به Tsay [23] ، که در مطالعات شبیه سازی قرار دارد ، نشان می دهد که M ≈ LN (N) را مصرف می کند ، بنابراین ، برای این مطالعه ، ما استفاده از 5 تاخیر را مناسب می دانیم.

پس از مشاهده داده های IGBC در جدول 5 ، می فهمیم که P_VALUE آزمون LB هم برای کل دوره و هم برای دو دوره فرعی اول صفر است ، بنابراین فرضیه تصادفی را تا سال 2006 رد می کند ، به طوری که برای سه دوره باقی ماندهاز سال 2006 تا 2012 ما یک تئوری تصادفی برای قیمت های موجود در شاخص را رد نمی کنیم ، به عبارت دیگر ، ما به دنبال بهبود کارآیی بازار پس از سال 2006 می یابیم. همچنین توجه داشته باشید که بالاترین مقادیر برای خطاهای نوع 1 برای آزمون LB ترکیبی ظاهر می شودThe Su b-Period 2008 - 2010.

علاوه بر این ، با در نظر گرفتن تست بارتلت ، جدول 5 دوره های مختلف را برجسته می کند ، همبستگی های قابل توجهی از لحظه اول (و چهارم در دوره های فرعی 1 و 5) ، که می تواند به این معنی باشد که حداقل این شاخص می تواند

یک مدل خودکار تگرگ از مرتبه اول ارائه دهید. مجدداً در دوره 2008-2010 فرضیه فردی را رد می کنیم که لحظه ها قابل توجه هستند و دوباره پیاده روی تصادفی 3 را برای این دوره تأیید می کنند.

در جدول 6 سهام را در دوره 2 ژانویه 2002 تا 31 آگوست 2002 ارزیابی می کنیم (جدول 6).

پس از تجزیه و تحلیل داده های موجود در جدول 6 ، می فهمیم که برای سهام اکوپترول و Cemargos ، فرضیه ترکیبی را که ادعا می کند همبستگی صفر است و این به دلیل شواهد تصادفی در سهام است ، رد نمی کنیم. برعکس در مورد سری PREC ، PFBCOLOM و GRUPOSURA رخ می دهد. اینها همبستگی های قابل توجهی را در برخی از لحظات خود نشان می دهد ، بازتابی از عدم تصادفی بودن. به عنوان احترام به آزمون قابل توجه بارتلت ، ما دوباره می بینیم که از آنجا که همبستگی سریال را در لحظه اول برای PREC ، PFBCOLOM و GRUPOSURA مشخص کرده ایم ، چه چیزی را نشان داده ایم.

توجه داشته باشید که در تجزیه و تحلیل آزمون سری ، دو سهام با بیشترین پروفایل ها اکوپترول و پیشرو هستند ، در حالی که در تجزیه و تحلیل همبستگی ، سایر سهام نشان می دهد که همان پدیده اکوپترول و Cemargos است ، به این معنی که اکوپترول شرایط پیاده روی تصادفی را برآورده می کند1 و پیاده روی تصادفی 3.

4. نتیجه گیری

از طریق تجزیه و تحلیل چهار لحظه اول و آزمون Jarque-Bera ، می فهمیم که سهام اصلی مالی در کلمبیا از توزیع عادی پیروی نمی کند ، که با تجزیه و تحلیل آمار تصویب می شود ، بیشتر نشان می دهد که سهام که به بهترین وجه مالی استسریال لجستیک است و با وجود اهمیت رتبه بندی تنظیمات ، توزیع عادی مقام دوم و سوم را برای چهار سهام (IGBC ، Prec ، Gruposura و Cemargos) اشغال می کند ، که سهام آن 30 ٪ از بازار کلمبیا را نشان می دهد.

پس از اثبات EMH از طریق تست های سری ، تست BDS ، LB و Bartlett ، ما نتیجه می گیریم که برای کل دوره ارزیابی شده (2002-2012) ، بازار کلمبیا فاقد بهره وری ضعیف در بازار است. برای IGBC همچنین می فهمیم که تجزیه دوره به دوره های فرعی ، شاهد پیشرفت در فرضیه بازارهای کارآمد برای دوره 2008 تا 2010 هستیم.

ما شواهدی از همبستگی سریال بین 5 تا 20 ٪ در سهام IGBC ، PREC ، PFBCOLOM و GRUPOSURA را مشاهده می کنیم ، که در لحظه اول متمرکز شده اند ، که منجر به این نتیجه می شود که قیمت این سهام ممکن است تا حدودی توسط پیاده روی تصادفی 1 توضیح داده شود.

[1] Campbell J ، Lo A ، Mackinley A. اقتصاد سنجی بازارهای مالی پرینستون ، نیوجرسی: انتشارات دانشگاه پرینستون ؛1997. [پیوندها]

[2] حدس و گمان Bachelier L. Théorie de la. Aales Scientifiques de l'école normale superieure. 1900 ؛3: صص 21-86.[پیوندها]

[3] Cowles A. پیش بینی بازار سهام؟اقتصاد سنجی1933 ؛1: صص 309-324.[پیوندها]

[4] FAMA E. پیاده روی تصادفی در قیمت سهام. مجله تحلیلگران مالی. 1965 ؛21: صص 55-59.[پیوندها]

[5] FAMA E. بازارهای کارآمد سرمایه: II. مجله امور مالی. 1991 ؛46 (5): صص 1575-1617.[پیوندها]

[6] FAMA E. راندمان بازار ، بازده بلند مدت و امور مالی رفتاری. مجله اقتصاد مالی. 1998 ؛49: صص 283-306.[پیوندها]

[7] ساموئلسون ص. اثبات این که قیمت ها به درستی پیش بینی شده به طور تصادفی نوسان می کند. بررسی مدیریت صنعتی. 1965. [پیوندها]

[8] Urrutia J. آزمایشات پیاده روی تصادفی و کارآیی بازار برای بازارهای سهام در حال ظهور آمریکای لاتین. مجله تحقیقات مالی. 1995 ؛18: صص 299-309.[پیوندها]

[9] Bekaert G ، Erb C ، Harvey C ، Viskanta T. برای سرمایه گذاری در بازارهای نوظهور چه اهمیتی دارد؟فصلنامه بازارهای نوظهور. 1997: صص 17-26.[پیوندها]

[10] Delfiner M. Comportamiento de los precios de las acones en el mercado bursátil argentino (Un Estudio مقایسه). مقالات کار ، Universidad Cema. 2002 ؛215. [پیوندها]

[11] مایا C ، تورس G. اتحاد بازار سهام کلمبیا: گامی به سوی کارایی. شواهد تجربی. تجارت آمریکای لاتین. 2004 ؛5 (4): صص 69-98.[پیوندها]

[12] Zuluaga M ، Velásquez J. Selección de Indicadores técnicos para la negociación en el mercado cambiario colombiano i: comportamientos. Revista Dyna. 2006 ؛74 (152): صص 9-20.[پیوندها]

[13] Eom C ، Choi S ، OH G ، Jung WS. نماینده Hurst و پیش بینی بر اساس فرضیه بازار کارآمد با شکل ضعیف از بازارهای سهام. Physica A. 2008 ؛387: صص 4630 4636.[پیوندها]

[14] Wald A ، Wolfowitz J. در یک آزمایش که آیا دو نمونه از همان جمعیت هستند یا خیر. آن راریاضی. آمار1940 ؛11 (2): صص 147-162.[پیوندها]

[15] Brock W ، Dechert W ، Scheinkman J ، Lebaron B. آزمایشی برای استقلال بر اساس بعد همبستگی. بررسی های اقتصاد سنجی. 1996 ؛15 (3): صص 197-235.[پیوندها]

[16] DeChert W. خصوصیات استقلال برای یک فرایند گاوسی از نظر انتگرال همبستگی. مقالات کار 8812 ، ویسکانسین مدیسون - سیستم های اجتماعی. 1988. [پیوندها]

[17] Grassbeger P ، Procaccia I. خصوصیات جاذبه های عجیب. نامه های بررسی فیزیکی. 1983a ؛50 (5): صص 346-349.[پیوندها]

[18] Grassbeger P ، Procaccia I. اندازه گیری عجیب و غریب از جاذبه های عجیب. Physica D. 1983b ؛9: صص 189-208.[پیوندها]

[19] Alvarez N ، Matilla M ، Pp. P ، J. R. Análisis de Las Deficiencias del Test Bds en Series TeMteMales Univariantes. آسپوما2002 ؛10 (1): صفحه 4. [پیوندها]

[20] Ljung G ، Box G. در اندازه گیری عدم تناسب در مدل های سری زمانی. Biiometrika. 1978 ؛65 (2): صص 297-303.[پیوندها]

[21] Bartlett M. در مورد مشخصات نظری خصوصیات نمونه برداری از سری زمانی همبستگی. مجله انجمن آماری سلطنتی. 1946 ؛27: صص 27-41.[پیوندها]

[22] Baett W ، Gallant R ، Hinich M ، Jungeilges J ، Kaplan D ، Jensen M. یک رقابت کنترل شده تک کور در بین آزمایشات غیرخطی و هرج و مرج. مجله اقتصاد سنجی. 1997 ؛82 (1): صص 157-192.[پیوندها]

[23] Tsay R. تجزیه و تحلیل سری زمانی مالی: سرمقاله Jhon Wiley & Son ، Inc ؛2002. [پیوندها]

J. B. Duarte-Duarte ، BS را دریافت کرد. مهندسی صنعت در سال 1991 از Universidad Industrial de Santander ، کلمبیا. وی در سال 2008 مدرک MS در امور مالی شرکت ها را دریافت کرد و مدرک دکترا در امور مالی شرکت در سال 2013 هر دو از Universidad Complutense de Madrid ، España. از سال 1994 ، او به عنوان استاد کار کرده است. در حال حاضر ، او استاد کاملی در امور مالی در Escuela de Estudios Industriales y Empresariales ، Universidad Industrial de Santander است. علاقه تحقیقاتی وی شامل موارد زیر است: بازارهای سهام ، نظریه مالی و اقتصادی.

J. M. Mascareñas-Perés-Iñigo، دکترای اقتصاد و تجارت در دانشگاه Complutense de Madrid (UCM) از سال 1984 و درجه اقتصاد و تجارت در UCM (1979) است. او استاد کامل اقتصاد مالی از سال 1992 (UCM) و استادیار در مدرسه بازرگانی IE از سال 1998 است. او همچنین معاون دانشکده اقتصاد و تجارت (UCM) 1990-1994 بود. در آمریکای جنوبی او مشاور برنامه دکترا در کسب و کار (Universidad Nacional Autónoma de México) از سال 2005 و مشاور در برنامه دکتری بازرگانی (Universidad La Salle de México) از سال 2011 است. متخصص در امور مالی شرکت (ادغام و اکتساب، شرکت و دارایی)ارزش گذاری، و گزینه های واقعی) و بازارهای مالی (درآمد ثابت، درآمد متغیر، مشتقات)، او بیش از 29 کتاب، 65 مقاله تحقیقاتی و 43 مونوگراف در مورد امور مالی شرکت (http://www. juanmascarenas. eu/jm2pub. htm) منتشر کرده است.). او در حال حاضر ریاست مجله تحلیل مالی IEAF را بر عهده دارد و در هیئت تحریریه مجله حسابداری و اداری (مکزیک)، مجله اسپانیایی سرمایه گذاری خطرپذیر و مجله دانشگاه اروپایی فعالیت می کند.

K. J. Sierra-Suárez، Bs را دریافت کرد. مهندس در مهندسی صنایع در سال 2012 از دانشگاه صنعتی سانتاندر، کلمبیا. او کاندیدای کارشناسی ارشد مهندسی صنایع از دانشگاه صنعتی سانتاندر است. در حال حاضر، او استاد مهندسی اقتصاد در Escuela de Estudios Industriales y Empresariales، Universidad Industrial de Santander است. موضوعات تحقیقاتی وی عبارتند از: بازارهای سهام، تئوری مالی و اقتصادی.