Alfonso Hamard Almeida* y Juan Mascareñas Pérez-Íñigo** La Prima de Riesgo por Tamaño en el Mercado Continuo Español

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1 34 ANÁLISIS FINANCIERO Alfonso Hamard Almeida* y Juan Mascareñas Pérez-Íñigo** La Prima de Riesgo por Tamaño en el Mercado Continuo Español RESUMEN En este artículo se analiza la rentabilidad histórica de las empresas que cotizan en el mercado continuo español durante el período comprendido entre diciembre de 1997 y diciembre de 2009, a fin de determinar la posible presencia de una prima de riesgo en las empresas de menor tamaño con relación a las más grandes. La existencia de dicha prima, calculada a través de la media aritmética, fue documentada por primera vez por Banz (1981) y reafirmada por otros estudios de mayor alcance (Fama y French, 1992), y persiste aún cuando el riesgo haya sido ajustado por el modelo de valoración de activos de capital (CAPM). La prima se basó en estudios realizados en el mercado bursátil estadounidense, representando una de las anomalías más importantes no explicadas por el CAPM. Los resultados obtenidos en el mercado continuo español no avalan la presencia de una prima de riesgo adicional por tamaño. Palabras clave: prima de riesgo por tamaño, CAPM, anomalía de los mercados financieros ABSTRACT Size Premium in the Spanish Continuous Stock Market This article examines the historical performance of companies listed on the Spanish continuous market during the period between December 1997 and December 2009 in order to determine the possible presence of a size premium in the smaller companies with relation to the largest. The existence of this risk premium, calculated by the arithmetic mean, was first documented by Banz (1981) and reaffirmed by other more comprehensive studies (Fama and French, 1992), and persists even when the risk has been adjusted by the Capital Asset Pricing Model (CAPM). The size premium is based on studies in the U.S. stock market, representing one of the most significant anomalies unexplained by the CAPM. The results obtained in the Spanish continuous market do not support the presence of an additional size premium. Keywords: small firm effect, size premium, CAPM, capital market anomaly. Recibido: 29 de Septiembre de 2010 Aceptado: 10 de Noviembre de 2010 * Profesor Visitante, Departamento de Financiación e Investigación Comercial, Universidad Autónoma de Madrid. ** Catedrático de Economía Financiera, Universidad Complutense de Madrid.

2 LA PRIMA DE RIESGO POR TAMAÑO EN EL MERCADO CONTINUO ESPAÑOL INTRODUCCIÓN Cuando los analistas financieros estiman el rendimiento exigido por el mercado a los fondos propios de una empresa deben responder a la pregunta de si el tamaño de dichos fondos propios influye o no en la estimación del mencionado rendimiento. Esta cuestión surge debido a que el modelo más ampliamente utilizado para estimar dicho rendimiento es el CAPM que, como es conocido, se compone de dos sumandos: el tipo de interés que se espera pague un activo libre de riesgo y una prima de riesgo. Ésta última se estima en función de la prima de riesgo que se espera pague el mercado corregida por un coeficiente (la famosa beta). La prima de riesgo del mercado, es decir, el rendimiento esperado del mercado menos el rendimiento del activo libre de riesgo (Em rf) se supone que se parece a la existente en el pasado (a pesar de que esta prima es la esperada en el futuro) y por ello es estimada en función de los rendimientos históricos del mercado. Para hacer esto último se toma como sucedáneo (proxy) del mercado a un índice de bolsa suficientemente amplio y de él se detrae el valor de los rendimientos históricos. El problema es que en el índice conviven empresas de diferente capitalización bursátil y puede ocurrir que los resultados obtenidos realmente reflejen la realidad de las empresas que más pesan en el índice y no la de la gran mayoría, cuya importancia es mucho más pequeña. Así que cuando hablamos de rendimiento histórico del mercado realmente estamos hablando del rendimiento histórico de las empresas más grandes; con lo que la prima de riesgo del mercado es realmente la prima de riesgo histórica de las empresas de mayor capitalización bursátil. Y qué ocurriría si el rendimiento histórico del resto de las empresas fuera diferente?, pues que podría ocurrir que su prima de riesgo fuese, por ejemplo, mayor. Si esto fuese así los analistas deberían tenerlo en cuenta cada vez que estiman el rendimiento mínimo exigido por el mercado a los fondos propios de las empresas de menor tamaño. Desde 1981 varios estudios han demostrado las debilidades de la beta a la hora de predecir el rendimiento esperado de un título o cartera, siendo el más importante el llevado a cabo por Eugene Fama y Kenneth French en En su estudio encontraron que los rendimientos de los títulos se relacionan inversamente con el tamaño de una empresa, medido éste a través de su capitalización bursátil, y con el ratio valor de mercado/valor contable. Ambas relaciones explican el rendimiento financiero de los títulos mejor que la propia beta. Es decir, que si se dispone de una tabla donde aparezca el tamaño, la relación valor de mercado/valor contable y las primas de riesgo con respecto a ambos valores, se puede estimar de una forma rápida y más fiable el valor del rendimiento mínimo exigido a las acciones de una empresa. Sin embargo, estudios más recientes han encontrado que la prima de riesgo por tamaño tiende a desaparecer e incluso a ser negativa en otros mercados, tales como el británico (Dimson y Marsh, 2001) o el alemán (Baetge et al., 2010) o, de existir, puede deberse a otros factores que no necesariamente ocurren o persisten en el mercado continuo español. A raíz del trabajo de Fama y French (1992), ha surgido una tendencia entre los analistas a utilizar una tasa de descuento en la cual se incluye, adicionalmente a la beta, una prima por riesgo inversamente proporcional al tamaño de la empresa y con el ratio valor de mercado/valor contable. En este trabajo, se busca averiguar si el fenómeno se cumple en las empresas que cotizan en el mercado continuo español para el período comprendido entre 1997 y Para ello, se clasificaron y agruparon las empresas en 10 deciles, basado en su capitalización bursátil. Los resultados obtenidos no avalan la presencia de una prima de riesgo adicional por tamaño. Cabe preguntarse si es pertinente aplicar un modelo similar en el mercado español, el cual exhibe características significativamente diferentes del mercado estadounidense, entre las cuales podemos destacar las siguientes: España (IGBM ) Estados Unidos (S&P 500) % Peso de la mayor 26% 3% empresa / índice bursátil % peso de las 10 empresas 83% 19% de mayor capitalización bursátil / índice bursátil Cuadro 1 Como se puede observar en el cuadro 1, el CAPM basado en el Índice General de la Bolsa de Madrid (IGBM) viene muy sesgado por el peso de las grandes empresas (cifras similares se obtienen al utilizar el IBEX 35); de hecho, sólo las tres

3 36 ANÁLISIS FINANCIERO mayores empresas constituyen el 60% del IGBM, por lo cual es pertinente averiguar la posible existencia del efecto de la prima por tamaño en el mercado bursátil español. 2. REVISIÓN DE LA LITERATURA En 1981, Rolf Banz encontró que la prima por riesgo exhibida por las empresas que cotizaban en la Bolsa de Nueva York, en el período , era mayor que la requerida por el Modelo de Valoración de Activos de Capital (CAPM) y que este efecto era más pronunciado en las empresas de menor capitalización bursátil. Banz sostuvo que la relación entre el tamaño y el riesgo de la empresa no era lineal, y que este fenómeno, no explicado por el CAPM, ocurría principalmente en el tramo de menor tamaño. Sin embargo, Banz encontró que las primas por tamaño variaban en el tiempo, llegando a ser ligeramente negativas en el período Posteriormente, otros estudios, tales como el de De Bondt y Thaler (1985) intentaron explicar esta anomalía del CAPM con base en la sobre-reacción del mercado al tratar de deshacerse rápidamente de acciones denominadas perdedoras debido a la baja rentabilidad histórica obtenida en el período anterior. Rubio (1988) analizó la rentabilidad del mercado español para el período Para ello utilizó los precios mensuales de 160 acciones, que se cotizaban en los tres mercados de corros de la Bolsa española existentes. Sus resultados arrojaron que las empresas pequeñas obtienen una mayor rentabilidad que las más grandes, aún después de haber tomado en cuenta el riesgo sistemático estimado; el riesgo según el CAPM se basó en un índice ponderado por tamaño, que incluía las 160 empresas de la muestra; al indagar sobre las causas del efecto tamaño, el autor encontró que la mayor diferencia entre las rentabilidades de ambos grupos de empresas (47% de la prima por tamaño) ocurría durante el mes de enero. Sin embargo, el estudio que puso en mayor relieve este fenómeno fue el realizado por Fama y French (1992); En su estudio encontraron que los rendimientos de los títulos se relacionan inversamente con el tamaño de una compañía, medido este a través de su capitalización bursátil, y con el ratio valor de mercado/valor contable. Ambas relaciones explican el rendimiento financiero de los títulos mejor que la propia beta. Gómez-Bezares, Madariaga y Santibáñez (1994) contrastaron la validez de modelos de valoración en el mercado español, para los períodos (42 títulos del mercado de corros) y (64 títulos del mercado continuo), concentrando sus esfuerzos en el CAPM así como en las ampliaciones de éste popularizadas por Fama y French (1992); los resultados obtenidos fueron similares para ambos mercados, no permitiendo rechazar, en algunos títulos y en algunos períodos, la influencia de variables fundamentales, tales como el tamaño medido por la capitalización bursátil; sin embargo, la dificultad para interpretar consistentemente dichos hallazgos, no les permitió justificar su utilidad para la toma de decisiones. Ibbotson (2005) documenta la presencia de la prima por tamaño en una muestra que incluye la mayor parte de las empresas que cotizan en el mercado de Nueva York desde el año 1926 hasta el año 2004, calculando el riesgo sistemático dado por el CAPM con base en el índice Standard and Poors 500. Knez y Ready (1997) analizaron los datos utilizados por Fama y French (1992) mediante una técnica de regresión robusta en la cual se poda una parte de los datos y se ajusta la restante mediante regresión lineal. Cuando excluyen el 1% de los datos, los autores encuentran que la rentabilidad se relaciona directamente con el tamaño de la empresa, en lugar de la relación inversa encontrada por Fama y French (1992); por ello, sugieren que la mayor parte de las empresas pequeñas obtienen menores rentabilidades que las empresas grandes, y que la prima por tamaño sólo se debe a una pequeña fracción de las empresas pequeñas las cuales logran rentabilidades muy altas. Dimson y Marsh (2001) analizaron el mercado del Reino Unido encontrando que la prima por tamaño fue del 5,9% para el período ; sin embargo, la tendencia se revirtió y la prima pasó a ser del -5,6% durante el período de Amihud (2002) analiza las acciones que cotizan en el mercado de Nueva York durante el período ; sus hallazgos sugieren que, aún cuando la liquidez es un factor valorado explícitamente, no es el único factor que interviene en la determinación de la prima por tamaño; adicionalmente, el autor encontró variaciones en la prima por tamaño durante el período estudiado, llegando a desaparecer durante el período

4 LA PRIMA DE RIESGO POR TAMAÑO EN EL MERCADO CONTINUO ESPAÑOL 37 Fama y French (2007) analizaron las acciones, clasificadas en seis carteras con base en la relación Precio/Valor en libros, de empresas que han cotizado en la Bolsa de Nueva York (NYSE) y en el NASDAQ desde 1926 hasta el año Sus resultados arrojaron que la prima de riesgo por tamaño se debe, casi exclusivamente, a las rentabilidades extremadamente altas logradas por empresas de baja capitalización que, debido a ello, migran rápidamente (de un año a otro) hacia deciles superiores. Amel-Zadeh (2008) analiza la prima de riesgo por tamaño en el mercado bursátil alemán desde 1996 hasta 2006; sus resultados sugieren que las empresas pequeñas obtienen rentabilidades inferiores durante períodos de mercado bajista, pero superan a las empresas más grandes durante períodos de mercado alcista; el investigador cuestiona el uso incondicional de una prima por tamaño y sugiere interpretar la supuesta anomalía como una tendencia que exhiben los títulos de menor capitalización a reaccionar de forma diferente a los de mayor capitalización ante las diferentes fases del ciclo bursátil. Baetge, Kirsch, Koelen y Schulz (2010) analizaron las acciones listadas en el mercado alemán, clasificadas por deciles, durante el período comprendido entre abril de 1995 hasta marzo de El estudio incluyó sólo las empresas cuyas acciones se comercializaron durante al menos cinco años en alguno de los mercados regulados alemanes. El conjunto de datos comprendió entre 285 y 338 empresas alemanas en cualquiera de los años. Para cada decil, se estimó la prima de riesgo por tamaño, expresada como la diferencia anualizada de la prima de riesgo observada en el mercado menos la estimada mediante el modelo CAPM. La evidencia empírica indica que las betas, en el mercado alemán, son proporcionales al tamaño de la empresa; en otras palabras, empresas pequeñas (con base en su capitalización bursátil) exhiben un menor riesgo sistemático que empresas de mayor tamaño; ello, en contraste con los hallazgos usualmente reportados para el mercado bursátil estadounidense. Con base en el resultado anterior, y en evidencia similar publicada por Schulz (2009), los autores argumentan que no se justifica la inclusión de una prima de riesgo por tamaño en empresas pequeñas, así como tampoco en empresas de mayor capitalización bursátil. De la revisión efectuada se puede observar que hay marcadas diferencias entre los resultados obtenidos acerca de la presencia de una prima por tamaño en los mercados de acciones; adicionalmente, es conveniente acotar que la naturaleza dinámica del mercado de valores no excluye la posibilidad de que la prima de riesgo pueda variar, o desaparecer a través del período analizado (Banz, 1981; Dimson y Marsh, 2001; Amel-Zadeh, 2008), pudiendo darse el caso de arrojar evidencia contraria (Baetge et al., 2010) a la observada históricamente en el mercado bursátil estadounidense (Ibbotson, 2005) En este punto, es pertinente resaltar que dos estudios empíricos de gran repercusión en el área de la economía financiera (Fama y MacBeth, 1973; Fama y French, 1992) pudieran utilizarse para argumentar a favor de los cambios, a través del tiempo, en la magnitud de factores que afectan los precios de las acciones. Por otra parte, el período de tiempo analizado por Ibbotson ( ) pudiera ofrecer una gran estabilidad de los factores que afectan a los precios, ya que se basan en 76 años de datos, lo cual hace los parámetros menos sensibles a cambios estructurales, correspondientes a períodos más recientes, que pudieran estar afectando los precios En otras palabras, es factible pensar que el entorno pudiera haber sufrido cambios significativos a lo largo de 76 años; variables que afectaron la formación de precios de las acciones durante la primera mitad del siglo pasado, pudieran no tener la misma relevancia en períodos posteriores; sin embargo, el peso de las mismas puede disminuir u opacar al de variables más recientes, las cuales revisten una mayor importancia, de cara a estimar los precios futuros de las acciones. 3. DESCRIPCIÓN DE LOS DATOS Se tomó el conjunto integrado por todas las empresas que cotizan en el Sistema de Interconexión Bursátil Electrónico (SIBE) o mercado continuo español, durante el período comprendido entre diciembre de 1997 y diciembre de 2009; para ello se utilizaron datos provenientes de Datastream y de la Bolsa de Madrid. Adicionalmente se incluyeron a las empresas que han sido desincorporadas, a fin de minimizar el error conocido como sesgo por supervivencia, el cual radica en considerar sólo las empresas que han permanecido listadas durante el período en estudio, excluyendo de la muestra a las empresas perdedoras o que han sido excluidas por algún otro motivo (Elton et al., 1996). Se analizaron solamente las

5 38 ANÁLISIS FINANCIERO que cumplieran los siguientes criterios: radicadas en España y listadas en el SIBE, al menos cinco años, durante el período señalado. Adicionalmente, se excluyeron empresas que no presentaran variación de precio por largos períodos de tiempo. Las 123 empresas resultantes se agruparon en 10 deciles, basado en el tamaño de su capitalización bursátil, medido por el producto del precio de la acción por el número de acciones en circulación (ver cuadro 2). Luego se ajustaron los precios con base en cualquier tipo de dividendos distribuidos, asumiendo que son reinvertidos, así como cambios en su estructura accionaria. Al asumir que los dividendos son reinvertidos, se puede obtener una representación más fidedigna del comportamiento de las empresas que pagan dividendos versus las empresas que optan por no hacerlo quienes, al actuar de esta forma, reinvierten sus beneficios dentro de la misma empresa. Se seleccionó, como período histórico a analizar, el comprendido entre diciembre de 1997 y diciembre de Ello se debió, principalmente a: Disponibilidad de datos históricos para un número significativo de dichas empresas La actualización más reciente en los requisitos que deben cumplir las empresas a ser cotizadas en los mercados españoles es del mes de julio de Con el fin de detectar si el período seleccionado no es estacionario se realizó la prueba Aumentada de Dickey-Fuller para cada uno de los deciles de la muestra; los resultados obtenidos sugieren que el período analizado es estacionario (ver cuadro 3). Para cada una de las empresas de la muestra, agrupada por decil según el cuadro 2, se estimaron: Las rentabilidades históricas mensuales, ponderadas por su capitalización bursátil. Las rentabilidades anuales, con base en las rentabilidades mensuales A continuación, se estimó la rentabilidad ajustada al riesgo según el modelo CAPM, de cada uno de los títulos agrupados por deciles; tomando como proxy del mercado al Índice General de la Bolsa de Madrid (IGBM). Para ello se calcularon las betas mensuales de cada una de las acciones analizadas, con base en las rentabilidades obtenidas en los sesenta meses anteriores, y se ajustaron las betas históricas obtenidas a fin de considerar su tendencia a la reversión a la media (Blume, 1971). Las rentabilidades estimadas se muestran en el cuadro 4. Es de hacer notar que, al utilizar el IBEX 35 como índice de referencia, se obtuvieron rentabilidades ajustadas al riesgo similares a las basadas en el IGBM (ver cuadro 5). Si se parte de la premisa que las empresas más pequeñas presentan un riesgo superior al de las empresas de mayor tamaño, se debería suponer que las betas de las empresas de menor capitalización fuesen mayores que las de las empresas más grandes; sin embargo, las betas mostradas en el cuadro 3 no reflejan esta premisa; esta aparente anomalía ha sido analizada por Ibbotson (2005) quien atribuye este fenómeno a la escasa comercialización que presentan algunas empresas de menor tamaño; Ibbotson (2005) argumenta que si un activo no se comercializa activamente, su precio no refleja adecuadamente los movimientos del mercado (medido a través de la covarianza) lo cual, a su vez, produce una beta menor que la esperada. Para corregirla, Ibbotson utiliza una beta que refleja la suma de las covarianzas del título con el valor actual del índice así como con el valor correspondiente al período anterior; Ibbotson argumenta que, de esta forma, se incluye la reacción retardada del activo ante los movimientos del mercado, ocasionados por su falta de liquidez. 0,15 0,1 0,05 0-0,05 Rentabilidades mensuales primer decil y décimo decil (medias móviles de 5 meses) decil 1 decil DICIEMBRE DICIEMBRE 2009 Gráfico 1

6 LA PRIMA DE RIESGO POR TAMAÑO EN EL MERCADO CONTINUO ESPAÑOL 39 Cabría pensar que, al igual que lo argumentado anteriormente, la rentabilidad histórica también debería ser mayor en las empresas pequeñas que en las de mayor tamaño. Sin embargo, en la figura 1 se observa que la rentabilidad histórica de las empresas más pequeñas, ha sido inferior al de las empresas pertenecientes al decil 1 en más de un 80% del período analizado. A fin de buscar una posible explicación al argumento anterior, se analizó la composición de los deciles inferiores durante los últimos años y se encontró que las empresas pertenecientes al decil 10 no son de reciente inclusión en el Mercado Continuo; los datos disponibles permiten suponer que las mismas empresas han estado ubicadas entre el noveno y el décimo decil durante, al menos, los últimos siete años; ello conduce a pensar que la baja rentabilidad observada se debe principalmente a la ausencia, en el último decil, de empresas de rápido crecimiento en el período analizado. Como se describió anteriormente, Fama y French (2007) atribuyen principalmente el efecto tamaño a la presencia transitoria de empresas de alta rentabilidad en los deciles inferiores. 4. CONCLUSIONES Los resultados obtenidos sugieren que no existe una prima por tamaño en el mercado continuo español durante el período Este resultado se puede justificar a la luz del trabajo de Fama y French (2007) según el cual la prima por tamaño se debe a la presencia de empresas de muy alta rentabilidad que migran hacia deciles superiores en el término de uno a dos años; adicionalmente, aún en el trabajo seminal realizado por Banz (1981) se pudo notar que la prima de riesgo llegó a desaparecer durante la última parte del período analizado. La variabilidad de la prima por tamaño a través del tiempo, pudiendo adoptar valores incluso negativos dependiendo del ciclo bursátil, dificulta la viabilidad de incluir una prima por tamaño en la tasa de descuento para valorar los títulos que cotizan en el mercado continuo español. Nuestros hallazgos están en línea con los obtenidos por Baetge et al. (2010) para el mercado alemán. Sin embargo, es de hacer notar que el análisis puede estar afectado por varias limitaciones, entre las cuales la más importante está representada por la poca disponibilidad de datos, ya que sólo fue posible obtener datos fiables para el período de doce años mencionado. REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS Amel-Zadeh, A., 2008: The return of the size anomaly: Evidence from the German Stock Market. University of Cambridge, Judge Business School Working Paper. Amihud, Y., 2002: Illiquidity and Stock Returns: Cross-Section and Time-Series Effects. Journal of Financial Markets, 5, Baetge, J., Kirsch, H., Koelen, P. Y Schulz, R. 2010: On the Myth of Size Premiums in Corporate Valuation: Some Empirical Evidence from the German Stock Market. Journal of Applied Research in Accounting and Finance, 5, Banz, R., 1981: The Relationship between Return and Market Value of Common Stocks. Journal of Financial Economics, 9, Blume, M. 1971: On the Assessment of Risk. Journal of Finance, 26, De Bondt, W. y Thaler, R., 1985: Does the Stock Market Overreact?. Journal of Finance, 40, Dimson, E. y Marsh, P. 2001: UK Financial Market Returns Journal of Business, 74, Elton, E., Gruber, M. y Blake, C. 1996: Survivorship Bias and Mutual Fund Performance. The Review of Financial Studies, 9, Fama, E. y MacBeth, J. 1973: Risk, return and equilibrium: Empirical tests. Journal of Political Economy 81, Fama, E. y French, K. 1992: The Cross-Section of Expected Stock Returns. Journal of Finance 47, Fama, E. y French, K., 2007: Migration. Journal, 63, Financial Analysts Gómez-Bezares, F., Madariaga, J. y Santibáñez, J. 1994: Valoración de Acciones en la Bolsa Española. Editorial Desclée de Brouwer, Bilbao Ibbotson, R., 2005: SBBI Valuation Edition 2005 Yearbook, Ibbotson & Associates

7 40 ANÁLISIS FINANCIERO Knez, P.J., y Ready, M.J., 1997: On the Robustness of Size and Book-to-Market in Cross-Sectional Regressions. Journal of Finance, 52, Schulz, R., 2009: Größenabhängige Risikoanpassungen in der Unternehmensbewertung, Düsseldorf, IDW-Verl. Rubio, G., 1988: Further International Evidence on Asset Pricing: The Case of the Spanish Capital Market. Journal of Banking and Finance 12, Cuadro 2 Decil Capitalización Capitalización Relativa media (Millones de ) 1 75,0% ,3% ,0% ,4% ,9% ,1% ,6% ,4% ,2% ,1% 43 Cuadro 3 Prueba estadística Dickey-Fuller Aumentada Rentabilidad t-statistic P-valor Decil 1-10, ,0000*** Decil 2-9, ,0000*** Decil 3-10, ,0000*** Decil 4-9, ,0000*** Decil 5-8, ,0000*** Decil 6-9, ,0000*** Decil 7-4, ,0004*** Decil 8-10, ,0000*** Decil 9-10, ,0000*** Decil10-9, ,0000*** *** Nivel de significancia del 1% Cuadro 4 Exceso sobre Exceso Beta vs Decil nº Rentab. Rentab. Rentab. sobre decil IGBM Requerida req Histórica ,13% -1,37% 8,75% 0,00% 1,04 2 7,95% 0,00% 7,94% -0,81% 0,78 3 8,98% 0,71% 9,69% 0,93% 0,87 4 5,42% 5,53% 10,95% 2,19% 0,92 5 4,63% 1,80% 6,43% -2,32% 0,81 6 4,86% -2,31% 2,55% -6,21% 0,88 7 8,63% -5,25% 3,38% -5,37% 0,66 8 7,27% -5,53% 1,74% -7,01% 0,83 9 4,71% -5,02% -0,32% -9,07% 0, ,45% -11,98% -7,52% -16,28% 0,82 RENTABILIDAD HISTÓRICA Y RENTABILIDAD AJUSTADA AL RIESGO PERÍODO: 12/ /2009. Cuadro 5 Exceso sobre Exceso Beta vs Decil nº Rentab. Rentab. Rentab. sobre decil IGBM Requerida req Histórica 1 1 9,71% -0,95% 8,75% 0,00% 0,99 2 7,59% 0,35% 7,94% -0,81% 0,74 3 8,57% 1,11% 9,69% 0,93% 0,82 4 5,40% 5,55% 10,95% 2,19% 0,86 5 4,60% 1,84% 6,43% -2,32% 0,76 6 4,83% -2,28% 2,55% -6,21% 0,83 7 8,18% -4,80% 3,38% -5,37% 0,63 8 6,98% -5,24% 1,74% -7,01% 0,78 9 4,67% -4,99% -0,32% -9,07% 0, ,42% -11,95% -7,52% -16,28% 0,77 RENTABILIDAD HISTÓRICA Y RENTABILIDAD AJUSTADA AL RIESGO PERÍODO: 12/ /2009.