Alteraciones en el comportamiento bursátil de las acciones de empresas tecnológicas inducidas por el vencimiento de derivados

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1 REVISTA ESPAÑOLA DE FINANCIACIÓN Y CONTABILIDAD Vol. XXXVI, n.º 133 enero-marzo 2007 pp Alteraciones en el comportamiento bursátil de las acciones de empresas tecnológicas inducidas por el vencimiento de derivados Changes in the stock-exchange behavior of technological firms shares produced by futures and options expiration date Lucy Amigo Dobaño. Universidad de Vigo Francisco Rodríguez de Prado. Universidad de Vigo RESUMEN El estudio de la detección de comportamientos diferenciados en las cotizaciones de los activos subyacentes alrededor de la fecha de vencimiento de los contratos de derivados se justifica, en la literatura financiera, por la realización de operaciones de arbitraje y/o especulación. El objetivo de este trabajo es ofrecer evidencia empírica adicional sobre el impacto del efecto vencimiento de productos financieros derivados en el mercado bursátil español como factor justificativo de estas operaciones. En particular, se pretende identificar si en el Nuevo Mercado se producen estas fluctuaciones y aportar evidencia sobre su cuantía. Para ello, mediante la aplicación de la metodología ARCH a datos diarios, se modeliza conjuntamente la media y la volatilidad del rendimiento de los activos subyacentes del segmento tecnológico, incorporando la variable volumen de contratación como variable proxy de la llegada de nueva información al mercado. Los resultados obtenidos apuntan a un efecto parcial sobre el mercado spot, desempeñando la liquidez un importante papel en su justificación. La estrecha relación existente, a priori, entre todos los segmentos del mercado bursátil así como la pertenencia de las acciones del Nuevo Mercado sobre las que se negocian opciones al selectivo Ibex-35, nos llevaron a plantear un análisis de la influencia derivada del vencimiento sobre derivados del Ibex-35 que podría ser justificado no por operaciones de arbitraje, pero sí probablemente por operaciones especulativas. PALABRAS CLAVE Mercado Bursátil; Valores Tecnológicos; Vencimiento; Derivados. ABSTRACT The study of different behaviours in the quotations of the underlying assets around the expiration date of derivatives is justified, in financial Literature, by the accomplishment of operations of arbitration and/or speculation. The objective of this work is to offer additional empirical evidence on the impact of futures and options expiration date in the Spanish stock market. In these sense, it is tried to identify if in the New Market these fluctuations take place. For these purpose, we use methodology ARCH to daily data, modelling jointly the average and the volatility of the yield of the underlying assets of the technological segment, incorporating the variable volume of hiring as a proxy of the arrival from new information to the market. Results show partial effect on the market spot, having the liquidity an important paper in their justification. The relation, a priori, between all the segments of the stock market as well as shares of the New Market are including in the index Ibex-35, took to us to make an analysis on Ibex-35 index over New Market index, that, would allow to detect a possible influence of the death line of derivatives of the Ibex-35 in the index values of the New Market. Speculative operations are, in our opinion the most probably cause of this influence. KEYWORDS Stock market; Technological shares; Death line date; Derivatives. Recibido Aceptado Copyright 2001 Asociación Española de Contabilidad y Administración de Empresas ISSN:

2 124 ARTÍCULOS DOCTRINALES Lucy Amigo Dobaño y Francisco Rodríguez de Prado 1. INTRODUCCIÓN Los contratos de productos financieros derivados representan una de las formas más sofisticadas de contratación a plazo, cuya esencia y justificación se halla en la necesidad de llevar a cabo una gestión eficiente de los riesgos asociados a la incertidumbre económica. Desde su creación a finales del siglo XX en Estados Unidos, los productos financieros derivados sobre activos de renta variable han experimentado una importancia creciente que ha quedado reflejada en los volúmenes de contratación a nivel mundial. En este contexto, la estrecha interrelación existente entre el valor de cotización de los derivados y el valor del activo subyacente, ha motivado la aparición de abundante literatura financiera en los últimos años que pretende averiguar si existe un efecto vencimiento sobre los subyacentes que distorsione la eficiente negociación y asignación de precios en el mercado, originado por el vencimiento de los productos derivados. La literatura financiera al respecto no presenta unos resultados concluyentes, dependiendo del mercado analizado y del período muestral considerado. Así, tomando como referencia básica los trabajos precursores de Cinar y Vu [1987], donde se analiza el efecto vencimiento de las opciones sobre el rendimiento, se explican los rendimientos negativos anteriores al vencimiento con la venta de opciones y donde, por el contrario, los rendimientos altos pudieran explicarse por la falta de liquidez para deshacer posiciones cortas. En Stoll y Whaley [1987] se evidencia, con datos del mercado americano, el efecto vencimiento sobre rendimiento y volumen, argumentando sus causas en las operaciones de arbitraje. Por otra parte, en Edwards [1988] se analiza el efecto vencimiento sobre la volatilidad, concluyéndose que ésta se incrementa en los días de vencimiento. Por el contrario, Grossman [1988] defiende una reducción de la volatilidad en las fechas de vencimiento. Browne, Fell y Hughes [1994] analizando rendimientos, atribuyen un efecto distorsionador, tanto al alza como a la baja, sobre el rendimiento de los mercados americanos y cuya causa sitúan en las operaciones de arbitraje que se realizan en el mercado. Finalmente, trabajos como el de Antoniou et al. [1998], centraron su interés en analizar los efectos que se generaban en los índices bursátiles como consecuencia de la introducción de los derivados. En el mercado bursátil español se han realizado diversos estudios enfocados al análisis del efecto vencimiento. Entre ellos, podemos citar como precursores el de Corredor, Lechón y Santamaría [1997] en el que, con datos diarios del Ibex-35, se concluye la importancia del vencimiento sobre el volumen, mientras que Pardo [1998] no detecta estos resultados, si bien se observa un efecto vencimiento significativo sobre el volumen y la volatilidad con datos intradía. Por su parte, Blanco [1998], ha analizado el efecto vencimiento sobre la volatilidad, obteniendo resultados que confirman su relevancia, pero sólo para algunos valores del mercado español y, en todo caso, de forma poco significativa. Andrés [2001] analiza el efecto vencimiento de los productos derivados del Ibex-35 sobre los valores que componen el índice en el período con datos diarios, concluyendo que en el día de vencimiento, el volumen de negociación se incrementa de modo significativo, la liquidez sólo ligeramente y, por el contrario, la media y la volatilidad del rendimiento no se ven afectadas por el vencimiento. También cabe destacar las interesantes aportaciones de Corredor et al. [2000, 2001a y 2001b] y Corredor y Santama-

3 Lucy Amigo Dobaño y Francisco Rodríguez de Prado ARTÍCULOS DOCTRINALES 125 ría [2002] que, en general, analizando el efecto de la introducción de derivados sobre la volatilidad y el volumen del Ibex-35 y de cuatro acciones con opción (1), los resultados apuntan al incremento en el volumen de negocio originado por la introducción de contratos de derivados, obteniéndose, en todo caso, un efecto estabilizador reflejado con una reducción en la volatilidad condicional. En resumen, buena parte de los argumentos aportados en estos trabajos se refieren al ámbito empírico, fundamentados básicamente por el interés de los agentes por influir en el precio de liquidación (2). En cualquier caso, no existen modelos teóricos que sustenten las reflexiones expuestas. El objetivo del presente trabajo es aportar evidencia empírica sobre el efecto que producen los vencimientos de los mercados de derivados en las cotizaciones del «Nuevo Mercado» en España, que debido al corto período transcurrido desde su puesta en funcionamiento en Abril del 2000 no ha sido objeto de este tipo de análisis. En particular, se aborda el análisis del efecto vencimiento en cuatro acciones del Nuevo Mercado sobre las que ha existido opción en el período considerado, esto es, Amadeus [AMS], Indra [IDR], Telefónica Publicidad e Información [TPI] y Terra [TRR], basándonos en el procedimiento metodológico de Andrés [2001], que modeliza la media y la volatilidad del rendimiento mediante modelos tipo ARCH. A continuación, se extiende este mismo tipo de análisis al vencimiento de derivados sobre el Ibex-35. Finalmente, se realiza un análisis comparado respecto a valores que formando parte del Ibex- 35 no pertenecen al segmento de la Nueva Economía. Para conseguir los objetivos pretendidos, el trabajo se estructura de la siguiente manera. En la Sección 2 se presentan los datos utilizados y se señalan algunos de sus rasgos básicos en el período muestral considerado. Seguidamente, la Sección 3 plantea el procedimiento metodológico para contrastar la existencia de efecto vencimiento sobre los activos subyacentes pertenecientes al segmento bursátil de la Nueva Economía. En la Sección 4 se presentan las principales interpretaciones a los resultados. También en este apartado, se aporta evidencia adicional sobre la influencia que los vencimientos de derivados sobre el Ibex-35 tienen sobre las acciones del Nuevo Mercado integradas en dicho índice. Este efecto, unido a la elevada ponderación que dichas acciones tienen en el índice sectorial Ibex-NM puede resultar explicativo de los posibles efectos en el mismo. La última parte de este epígrafe presenta los resultados del análisis comparado en referencia a empresas no incluidas en el segmento del Nuevo Mercado. Finalmente, en la Sección 5 se exponen las principales conclusiones. 2. DATOS Y METODOLOGÍA DE LA INVESTIGACIÓN Partiendo del desarrollo inicial de los mercados de futuros y opciones financieras en EE.UU. y, concretamente, en la ciudad de Chicago a finales del siglo XX y, concretamente, en los años setenta; una década después se han ido introduciendo en la mayoría de los países que disponen de mercados financieros desarrollados. En España, el Mercado de Futuros y Opciones se creó en 1991, estructurándose a través de «MEFF, Sociedad Holding de Productos (1) Se consideran las cuatro primeras acciones que fueron emitidas por MEFF: Endesa, Telefónica, BBV y Repsol. Ninguna de ellas forman parte del sector de la Nueva Economía, en el cual se enfocará nuestro trabajo. (2) Cabe citar el interés que también podría suponer el análisis empírico en dirección contraria, centrando el análisis en ver si las variaciones de los precios al contado pueden incidir en variaciones en las cotizaciones de los derivados.

4 126 ARTÍCULOS DOCTRINALES Lucy Amigo Dobaño y Francisco Rodríguez de Prado Financieros Derivados, S.A.» (3), con centros de trabajo en Madrid para los valores de renta variable y en Barcelona para la renta fija. En la actualidad, es un mercado oficial y forma parte del grupo MEFF-AIAF-SENAF, Holding de Mercados Financieros. Un aspecto destacable de la evolución de los mercados de derivados, a nivel mundial, es la tendencia creciente que se ha reflejado en los volúmenes de contratación de los mismos, en especial para la renta variable. En el caso de España, la evolución experimentada sobre los derivados de renta variable fue espectacular, alcanzando por ejemplo, los derivados sobre el Ibex-35 cifras superiores al 50% de la contratación efectiva registrada en el mercado continuo en solo un año de existencia y, creciendo de forma ascendente hasta la actualidad, en la que representan una media en torno al 200% sobre el subyacente. Este hecho, unido al interés de los inversores por anticipar estrategias óptimas de beneficio y minimización del riesgo, nos llevaron a plantear como objetivo de este trabajo el analizar empíricamente cómo afectan las fechas de vencimiento de los productos derivados a las cotizaciones al contado del mercado bursátil español y, concretamente, al segmento del Nuevo Mercado. A este respecto, hay que matizar que si bien no existen a la fecha de realización de este trabajo productos derivados sobre índices de subyacente tecnológico, específicamente, sí existen para cuatro de sus empresas [AMS, IDR, TPI y TRR] contratos de opción, en la totalidad o al menos en parte del período muestral considerado, siendo sus meses de vencimiento los del ciclo marzo-junio-septiembre-diciembre (4). Será en estos contratos de derivados en los que centraremos la atención para el análisis que aquí presentamos (5). El comportamiento de las empresas que operan en los sectores tecnológicos está sometido, en general, a un elevado nivel de incertidumbre debido al impredecible comportamiento de sus sectores de actividad. Ello da lugar a continuos y marcados altibajos en sus cotizaciones que provocan una elevada volatilidad no sólo en estos valores tecnológicos, sino que también la trasladan, aunque en menor cuantía, a los mercados bursátiles tradicionales. En este contexto, se ha creado en España, en consonancia con la actuación de otros mercados financieros, un mercado específico para la negociación de las acciones emitidas por empresas que desarrollan su actividad en sectores innovadores tecnológicamente y cuyo ámbito de negocio se podría incluir en lo que se denomina Nueva Economía. La regulación legal del Nuevo Mercado se produce con la promulgación de la Orden de 22 de diciembre de 1999, del Ministerio de Economía. El Nuevo Mercado se configura como un segmento de negociación y cotización especial en el mercado continuo y que depende de la Sociedad de Bolsas. Su puesta en funcionamiento se produjo el 10 de abril de 2000 con diez empresas. Asimismo, el Comité Asesor Técnico del índice Ibex-35 decidió el lanzamiento de un (3) Mercado Oficial desde Julio de 1992, controlado y supervisado por la CNMV [Comisión Nacional del Mercado de Valores). Orden de 8 de Julio de (4) La negociación de contratos de opciones y futuros sobre algunas acciones se inicia en el año 1993 y se encuadra en el marco legal del MEFF [Mercado Español de Futuros Financieros), cuyo nacimiento data del año En particular, para las empresas AMS, IDR, TPI y TRR la negociación de contratos de opciones se inicia el 14 de abril del año El vencimiento de dichos contratos tendrá lugar el tercer viernes del mes de vencimiento, excepto cuando es festivo que se adelanta al día anterior. El activo subyacente de los Contratos de Opciones sobre acciones, de igual manera que los Contratos de Futuros, serán siempre acciones ya emitidas, totalmente desembolsadas y que coticen en el Sistema de Interconexión Bursátil. Para más detalles al respecto, véase (5) Otro hecho que justifica el centrar nuestro interés en los contratos de opciones sobre acciones en lugar de los contratos de futuros sobre acciones, viene dado por el mayor peso que los primeros representan. Así, en el año 2001 el volumen en número de contratos de futuros sobre acciones arrojaba una cifra de frente a los contratos de opciones sobre acciones. Por su parte, en el año 2002, las estadísticas apuntaban contratos de futuros sobre acciones frente a los contratos de opciones sobre acciones.

5 Lucy Amigo Dobaño y Francisco Rodríguez de Prado ARTÍCULOS DOCTRINALES 143 TABLA 3 (Cont.) RESULTADOS DE LA ESTIMACIÓN MODELO I Q[10] [p-valor] [0.093] [0.051] [0.432] [0.900] Q[20] [p-valor] [0.061] [0.014] [0.775] [0.834] Q2[10] Q2[20] Notas: (i) Resultados utilizando el modelo GJR[1,1] ] por el método de Newton-Rapson. Entre paréntesis figuran los t-ratio. (ii) El contraste de Wald w 1 contrasta la hipótesis conjunta β 1 = β 2 = β 3 = β 4 en la media, w 2 contrasta la hipótesis conjunta α 1 =0 y w 3 la hipótesis conjunta α 1 en la varianza. (iii) Resultados del Test de Engle obtenidos con las estimaciones MCO iniciales. El contraste de Engle [1982] viene dado por h t = λ 0 + λ 1 ε 2 t-1. Bajo la hipótesis nula de homocedasticidad [λ 1 = 0] el estadístico TR 2 se distribuye como una distribución χ 2 [1], siendo T el tamaño muestral y R 2 el coeficiente de correlación al cuadrado. Q[k] denota el estadístico de Box-Ljung en las estimaciones MCO originales para contrastar la hipótesis nula de incorrelación hasta de orden k en la serie y Q 2 [k] denota el mismo estadístico para serie de los cuadrados. Entre paréntesis se representa el p-valor correspondiente, basado en la aproximación χ 2 k a la distribución del estadístico de Box-Ljung. TABLA 4 RESULTADOS DE LA ESTIMACIÓN MODELO II β [0.844] [-0.789] [-0.350] [ ] β [2.160] [0.025] [1.644] [-1.857] β [1.523] [0.886] [0.917] [-1.865] β [1.977] [0.678] [0.439] [-0.465] β [-1.700] [-0.748] [-2.455] [1.456] α [1.398] [0.656] [-0.582] [-0.222] α [-2.256] [0.519] [-0.015] [0.056] α [0.388] [-0.289] [-0.159] [-0.245] α [-0.389] [0.217] [1.594] [1.369] α [2.045] [3.355] [3.461] [2.788] α [9.888] [43.177] [76.451] [23.445] α [2.416] [6.696] [5.998] [2.499] Log. Ver (Continúa pág. sig.)

6 144 ARTÍCULOS DOCTRINALES Lucy Amigo Dobaño y Francisco Rodríguez de Prado TABLA 4 (Cont.) RESULTADOS DE LA ESTIMACIÓN MODELO II w [p-valor] [0.455] [0.682] [0.789] [0.856] w [p-valor] [0.000] [0.756] [0.426] [0.753] w [p-valor] [0.000] [0.000] [0.183] [0.656] Engle [p-valor] [0.000] [0.000] [0.210] [0.000] Q[10] [p-valor] [0.300] [0.078] [0.489] [0.800] Q[20] [p-valor] [0.072] [0.029] [0.829] [0.781] Q2[10] Q2[20] [p-valor] [0.001] [0.000] [0.000] [0.000] Notas: (iv) Resultados utilizando el modelo GJR[1,1] ] por el método de Newton-Rapson. Entre paréntesis figuran los t-ratio. (v) El contraste de Wald w 1 contrasta la hipótesis conjunta β 1 = β 2 = β 3 = β 4 en la media, w 2 contrasta la hipótesis conjunta α 1 = 0 y w 3 la hipótesis conjunta α 1 en la varianza. (vi) Resultados del Test de Engle obtenidos con las estimaciones MCO iniciales. El contraste de Engle [1982] viene dado por h t = λ 0 + λ 1 ε 2 t-1. Bajo la hipótesis nula de homocedasticidad [λ 1 = 0] el estadístico TR 2 se distribuye como una distribución χ 2 [1], siendo T el tamaño muestral y R 2 el coeficiente de correlación al cuadrado. Q[k] denota el estadístico de Box-Ljung en las estimaciones MCO originales para contrastar la hipótesis nula de incorrelación hasta de orden k en la serie y Q 2 [k] denota el mismo estadístico para serie de los cuadrados. Entre paréntesis se representa el p-valor correspondiente, basado en la aproximación χ 2 k a la distribución del estadístico de Box-Ljung. TABLA 5 RESULTADOS DE LA ESTIMACIÓN MODELO III β [0.199] [1.056] [0.564] [0.989] β [0.422] [1.231] [-0.196] [0.797] β [0.156] [1.419] [-0.115] [0.444] β [0.212] [1.259] [0.044] [0.560] β [-0.233] [-1.484] [-0.138] [-0.768] α [-7.157] [2.233] [1.277] [-0.842] α [4.344] [-1.084] [-1.040] [0.849] α [5.244] [-0.539] [-1.854] [-0.155] α [4.835] [-0.119] [-0.178] [1.779] a (Continúa pág. sig.)

7 Lucy Amigo Dobaño y Francisco Rodríguez de Prado ARTÍCULOS DOCTRINALES 145 TABLA 5 (Cont.) RESULTADOS DE LA ESTIMACIÓN MODELO III α [2.292] [3.919] [3.846] [2.689] α [25.116] [40.091] [67.751] [ ] α [5.409] [5.955] [7.523] [2.690] Log.Ver w [p-valor] [0.785] [0.750] [0.622] [0.265] w [p-valor] [0.000] [0.000] [0.178] [0.399] w [p-valor] [0.251] [0.459] [0.098] [0.386] Engle [p-valor] [0.000] [0.000] [0.230] [0.000] Q[10] [p-valor] [0.094] [0.062] [0.854] [0.949] Q[20] [p-valor] [0.056] [0.016] [0.903] [0.891] Q2[10] Q2[20] Notas: (vii) Resultados utilizando el modelo GJR[1,1] por el método de Newton-Rapson. Entre paréntesis figuran los t-ratio. (viii) El contraste de Wald w 1 contrasta la hipótesis conjunta β 1 = β 2 = β 3 = β 4 en la media, w2 contrasta la hipótesis conjunta _1=_2=_3=0 y w3 la hipótesis conjunta α 1 en la varianza. (ix) Resultados del Test de Engle obtenidos con las estimaciones MCO iniciales. El contraste de Engle [1982] viene dado por ht = λ 0 + λ 1 ε 2 t-1. Bajo la hipótesis nula de homocedasticidad [h 1 = 0] el estadístico TR 2 se distribuye como una distribución χ 2 [1], siendo T el tamaño muestral y R 2 el coeficiente de correlación al cuadrado. Q[k] denota el estadístico de Box-Ljung en las estimaciones MCO originales para contrastar la hipótesis nula de incorrelación hasta de orden k en la serie y Q 2 [k] denota el mismo estadístico para serie de los cuadrados. Entre paréntesis se representa el p-valor correspondiente, basado en la aproximación χ 2 k a la distribución del estadístico de Box-Ljung. TABLA 6 RESULTADOS DE LA ESTIMACIÓN MODELO III TEF BBVA REP ELE β [0.229] [0.186] [1.157] [0.359] β [0.445] [0.456] [1.015] [-0.212] β [0.214] [1.119] [1.119] [-0.158] β [0.456] [0.268] [1.045] [0.055] β [-0.610] [-0.580] [-1.556] [-0.260] (Continúa pág. sig.)

8 146 ARTÍCULOS DOCTRINALES Lucy Amigo Dobaño y Francisco Rodríguez de Prado TABLA 6 (Cont.) RESULTADOS DE LA ESTIMACIÓN MODELO III TEF BBVA REP ELE α (-4.142) (-5.156) (1.946) (1.156) α (4.562) (4.893) (-1.542) (-1.023) α (2859) (3.267) (-0.589) (-1.905) α (5.555) (4.234) (-0.117) (-0.145) α (3.535) (2.569) (3.746) (2.494) α (15.523) (12.598) (15.092) ( ) α (3456) (4.512) (5.703) (5.544) Log.Ver w (p-valor) (0.653) (0.455) (0.689) (0.879) w (p-valor) (0.000) (0.000) (0.000) (0.080) w (p-valor) (0.079) (0.356) (0.069) (0.077) Engle (p-valor) (0.000) (0.000) (0.000) (0.010) Q(10) (p-valor) (0.098) (0.099) (0.079) (0.852) Q(20) (p-valor) (0.086) (0.057) (0.069) (0.051) Q2(10) (p-valor) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) Q2(20) (p-valor) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) Notas: (x) Resultados utilizando el modelo GJR[1,1] por el método de Newton-Rapson. Entre paréntesis figuran los t-ratio. (xi) El contraste de Wald w 1 contrasta la hipótesis conjunta β 1 = β 2 = β 3 = β 4 en la media, w 2 contrasta la hipótesis conjunta α 1 =0 y w 3 la hipótesis conjunta α 1 en la varianza. (xii) Resultados del Test de Engle obtenidos con las estimaciones MCO iniciales. El contraste de Engle [1982] viene dado por h t = λ 0 + λ 1 ε 2 t-1. Bajo la hipótesis nula de homocedasticidad [λ 1 = 0] el estadístico TR2 se distribuye como una distribución χ 2 [1], siendo T el tamaño muestral y R 2 el coeficiente de correlación al cuadrado. Q[k] denota el estadístico de Box-Ljung en las estimaciones MCO originales para contrastar la hipótesis nula de incorrelación hasta de orden k en la serie y Q 2 [k] denota el mismo estadístico para serie de los cuadrados. Entre paréntesis se representa el p-valor correspondiente, basado en la aproximación χ 2 k a la distribución del estadístico de Box-Ljung.