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<article-title xml:lang="es"><![CDATA[ANÁLISIS COMPARATIVO DE EFICIENCIA ENTRE BRASIL, MÉXICO Y ESTADOS UNIDOS]]></article-title>
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<institution><![CDATA[,Universidad Industrial de Santander Facultad de Ingenierías Físico-Mecánicas Escuela de Estudios Industriales y Empresariales]]></institution>
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<abstract abstract-type="short" xml:lang="en"><p><![CDATA[This article seeks to contrast the weak form efficiency of the Brazilian, US, and Mexican stock indexes, based on the assumption that an efficient market is not predictable. With this goal in mind, we assessed predictability using runs tests and automatic variance ratio, in the 1995-2014 period. The results shed light on the fact that, in recent years, stock markets in Brazil and Mexico have gone from being non-efficient to being efficient. In contrast, the United States shows predictability at different time intervals.]]></p></abstract>
<abstract abstract-type="short" xml:lang="pt"><p><![CDATA[Este artigo pretende contrastar a fraca eficiência dos índices das bolsas do Brasil, México e Estados Unidos a partir da hipótese de que um mercado eficiente não é previsível. Com esse propósito, avalia-se a previsibilidade usando o teste de aleatoriedade ou rácio da variância automático no período 1995-2014. Os resultados demonstram que os mercados acionários do Brasil e do México passaram de ser não eficientes a eficientes nos últimos anos; em compensação, os Estados Unidos mostram previsibilidade em diferentes intervalos de tempo.]]></p></abstract>
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</front><body><![CDATA[  	    <p align="right"><font face="verdana" size="2"><b> ART&Iacute;CULO DE INVESTIGACI&Oacute;N</b></font></p>      <p align="right"><font face="verdana" size="2"> DOI: <a href="http://dx.doi.org/10.14718/revfinanzpolitecon.2015.7.2.7" target="_blank">http://dx.doi.org/10.14718/revfinanzpolitecon.2015.7.2.7</a></font></p>     <p align="right"><img src="img/revistas/fype/v7n2/CCBY-NC-ND-2.5.jpg"></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="4"><b>AN&Aacute;LISIS COMPARATIVO DE EFICIENCIA ENTRE BRASIL, M&Eacute;XICO Y ESTADOS UNIDOS*</b></font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="3"><b>COMPARATIVE EFFICIENCY ANALYSIS BETWEEN BRAZIL, MEXICO AND THE UNITED STATES</b></font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="3"><b>AN&Aacute;LISE COMPARATIVA DE EFICI&Ecirc;NCIA ENTRE BRASIL, M&Eacute;XICO E ESTADOS UNIDOS</b></font></p> <font size="2" face="verdana">    <p align="center">JUAN BENJAM&Iacute;N DUARTE DUARTE<b><sup>a</sup></b>, KATHERINE JULIETH SIERRA SU&Aacute;REZ<b><sup>b</sup></b>, V&Iacute;CTOR ALFONSO RUEDA ORTIZ<b><sup>c</sup></b>    <br>Universidad Industrial de Santander, Bucaramanga, Colombia.</center></p>     <p><b><sup>a</sup></b> Ingeniero industrial. Doctor en Finanzas de Empresas. Profesor titular de la Universidad Industrial de Santander, Facultad de Ingenier&iacute;as F&iacute;sico- Mec&aacute;nicas, Escuela de Estudios Industriales y Empresariales, Bucaramanga, Colombia. Direcci&oacute;n de correspondencia: carrera 27 con calle 9, Ciudad Universitaria, Edificio de Ingeniera Industrial, oficina 207- 25, Bucaramanga, Colombia. Correo electr&oacute;nico: <a href="mailto:jbduated@hotmail.com"/a>jbduated@hotmail.com</a>    ]]></body>
<body><![CDATA[<br> <b><sup>b</sup></b> Ingeniera industrial. Mag&iacute;ster en Ingenier&iacute;a Industrial. Profesora becaria de la Universidad Industrial de Santander, Facultad Ingenier&iacute;as F&iacute;sico-Mec&aacute;nicas, Escuela de Estudios Industriales y Empresariales, Bucaramanga, Colombia. Direcci&oacute;n de correspondencia: carrera 27 con calle 9, Ciudad Universitaria, Edificio de Ingeniera Industrial, oficina 207- 25, Bucaramanga, Colombia. Correo electr&oacute;nico: <a href="mailto:katjulss@gmail.com"/a>katjulss@gmail.com</a>    <br> <b><sup>c</sup></b> T&eacute;cnico industrial y de producci&oacute;n. Estudiante en Tecnolog&iacute;a en An&aacute;lisis y Desarrollo de Sistemas de Informaci&oacute;n del Servicio Nacional de Aprendizaje (SENA). Desarrollador de software libre. Direcci&oacute;n de correspondencia: carrera 27 con calle 9, Ciudad Universitaria, Edificio de Ingeniera Industrial, oficina 207-25, Bucaramanga, Colombia. Correo electr&oacute;nico: <a href="mailto:ingeruedarortiz@gmail.com"/a>ingeruedarortiz@gmail.com</a>    <br> <b><sup>*</sup></b> Este art&iacute;culo constituye los resultados parciales del trabajo de investigaci&oacute;n <i>Verificaci&oacute;n de la hip&oacute;tesis de mercado adaptativo en Latinoam&eacute;rica</i>, liderado por la ingeniera Katherina Julieth Sierra S&aacute;nchez para optar al t&iacute;tulo de mag&iacute;ster en Ingenier&iacute;a Industrial por la Universidad Industrial de Santander, Bucaramanga, Colombia. <hr>     <p><b>Recibido</b>: 30 de enero de 2015. <b>Concepto de evaluaci&oacute;n</b>: 11 de mayo de 2015. <b>Aprobado</b>: 04 de junio de 2015</p>     <p><b>RESUMEN</b></p>     <p>Este art&iacute;culo busca contrastar la eficiencia d&eacute;bil de los &iacute;ndices burs&aacute;tiles de Brasil, M&eacute;xico y Estados Unidos, desde el supuesto de que un mercado eficiente no es predecible. Con este prop&oacute;sito se eval&uacute;a la predictibilidad usando la prueba de rachas y el ratio de varianza autom&aacute;tico, en el periodo 1995-2014. Los resultados evidencian que los mercados accionarios de Brasil y M&eacute;xico han pasado de ser no eficientes a eficientes en los &uacute;ltimos a&ntilde;os; en contraste, Estados Unidos muestra predictibilidad en distintos intervalos de tiempo. </p>     <p><b>Palabras clave:</b> test de rachas, ratio de varianza autom&aacute;tico, eficiencia de mercados.</p>     <p><b>JEL:</b>C01, C22, G14</p> <hr>     <p><b>ABSTRACT</b></p>     <p>This article seeks to contrast the weak form efficiency of the Brazilian, US, and Mexican stock indexes, based on the assumption that an efficient market is not predictable. With this goal in mind, we assessed predictability using runs tests and automatic variance ratio, in the 1995-2014 period. The results shed light on the fact that, in recent years, stock markets in Brazil and Mexico have gone from being non-efficient to being efficient. In contrast, the United States shows predictability at different time intervals.</p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p><b>Keywords:</b> runs test, automatic variance ratio, market efficiency.</p> <hr>     <p><b>RESUMO</b></p>     <p>Este artigo pretende contrastar a fraca efici&ecirc;ncia dos &iacute;ndices das bolsas do Brasil, M&eacute;xico e Estados Unidos a partir da hip&oacute;tese de que um mercado eficiente n&atilde;o &eacute; previs&iacute;vel. Com esse prop&oacute;sito, avalia-se a previsibilidade usando o teste de aleatoriedade ou r&aacute;cio da vari&acirc;ncia autom&aacute;tico no per&iacute;odo 1995-2014. Os resultados demonstram que os mercados acion&aacute;rios do Brasil e do M&eacute;xico passaram de ser n&atilde;o eficientes a eficientes nos &uacute;ltimos anos; em compensa&ccedil;&atilde;o, os Estados Unidos mostram previsibilidade em diferentes intervalos de tempo.</p>     <p><b>Palavras-chave:</b> teste de aleatoriedade, r&aacute;cio da vari&acirc;ncia autom&aacute;tico, efici&ecirc;ncia de mercados.</p> <hr>     <p><b>INTRODUCCI&Oacute;N</b></p>     <p>El premio nobel en econom&iacute;a del 2013 fue otorgado a los investigadores Eugene Fama, Lars Peter Hansen y Robert Shiller, y con ello se evidenci&oacute; que a&uacute;n en pleno siglo XXI, el estudio de los mercados financieros sigue siendo un tema de gran relevancia. Cabe destacar que este premio tuvo la particularidad de haber sido entregado a dos estudiosos cuyas teor&iacute;as se han considerado "opuestas" y que adem&aacute;s han liderado el debate acerca de si los mercados son eficientes o conductistas. Esta discusi&oacute;n tiene sus or&iacute;genes en 1970, cuando Fama enunci&oacute; la teor&iacute;a de mercados eficientes, que se basa en la racionalidad de los agentes del mercado y la aleatoriedad de los precios de los activos; mientras que a finales del siglo XX, Shiller se consolid&oacute; como uno de los representantes m&aacute;s influyentes de las finanzas conductuales, que hablan de agentes irracionales que act&uacute;an desde sus propios intereses y producen desviaciones anormales en los precios de los activos financieros. De hecho, uno de sus aportes m&aacute;s importantes de Shiller fue la predicci&oacute;n de la burbuja dot-com en el 2000 y de la crisis de las subprime en el 2005, con lo su cual demostr&oacute; que en dichos periodos no se cumpl&iacute;an los supuestos de la eficiencia.</p>     <p>Ambas teor&iacute;as han sido estudiadas de forma emp&iacute;rica con distintos resultados de rechazo y aceptaci&oacute;n, sin que exista una teor&iacute;a consolidada y mundialmente aceptada. Con el prop&oacute;sito de contribuir a esta tem&aacute;tica, se eval&uacute;a la eficiencia de los mercados accionarios de Brasil y M&eacute;xico mediante la prueba de rachas y el ratio autom&aacute;tico de varianza (AVR, por sus siglas en ingles). Estos pa&iacute;ses latinoamericanos cobran importancia por el reciente incremento en su inversi&oacute;n directa extranjera (Comisi&oacute;n Econ&oacute;mica para Am&eacute;rica Latina y el Caribe  &#91;Cepal &#93;, 2011). Para este fin, se usar&aacute;n los principales &iacute;ndices burs&aacute;tiles de los mercados estudiados, en funci&oacute;n de identificar si han sido eficientes durante los &uacute;ltimos veinte a&ntilde;os. Adem&aacute;s, se analiza el comportamiento de estos &iacute;ndices en contraste con los principales &iacute;ndices de Estados Unidos: el Standard &amp; Poor's 500 (S&amp;P500) y el Dow Jones Industrial Average (DJIA), dado que el mercado estadounidense ha sido generalmente aceptado como eficiente.</p>     <p>Este art&iacute;culo se divide en cuatro secciones, estructuradas as&iacute;: se inicia con la revisi&oacute;n de la literatura acerca del estudio de los mercados financieros, seguida de la metodolog&iacute;a estructurada en tres etapas (estad&iacute;stico descriptivo, pruebas de eficiencia y an&aacute;lisis relativo); posteriormente se hace la interpretaci&oacute;n de resultados y finalmente se presentan las conclusiones.</p>     <p><b>REVISI&Oacute;N DE LITERATURA</b></p>     <p> En un mercado eficiente, la informaci&oacute;n est&aacute; libremente disponible para los participantes, quienes intentan predecir el comportamiento futuro de los precios del mercado, lo cual causa que en un instante de tiempo los precios reflejen toda la informaci&oacute;n relevante para los inversores con base en eventos ocurridos y en eventos que, se espera, tendr&aacute;n lugar en el futuro (Fama, 1965). En otras palabras, en un mercado eficiente, el precio actual del activo es un buen estimador de su valor intr&iacute;nseco y solo var&iacute;a debido al ingreso aleatorio de nueva informaci&oacute;n al mercado, lo cual hace imposible su pron&oacute;stico sistem&aacute;tico. Sin embargo, Shiller (2003) asegura que los inversores no siempre son racionales, sino que toman decisiones influenciados por la psicolog&iacute;a y la sociolog&iacute;a. A causa de esto, en el mercado se producen tendencias, burbujas, crisis, entre otros fen&oacute;menos que no son explicados por la hip&oacute;tesis de mercados eficientes y que podr&iacute;an permitir la predicci&oacute;n y obtenci&oacute;n de rendimientos sistem&aacute;ticos por parte de los inversores que sepan explotar las anomal&iacute;as del mercado.</p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p>Teniendo en cuenta que la eficiencia de los mercados forma parte de los supuestos b&aacute;sicos de los modelos de valoraci&oacute;n de activos, tales como el CAPM (Capital Asset Pricing Model) y el APT (Arbitrage Pricing Theory), su rechazo en un mercado burs&aacute;til podr&iacute;a indicar la invalidez de estos modelos. Adem&aacute;s, en un mercado no eficiente no habr&iacute;a garant&iacute;a de que se est&aacute;n dando las condiciones de un juego justo, lo cual generar&iacute;a desconfianza en los inversores (Duarte y Mascare&ntilde;as, 2014).</p>     <p>En cuanto a los resultados emp&iacute;ricos, se han encontrado posibilidades de predicci&oacute;n sistem&aacute;tica, ya sea usando an&aacute;lisis t&eacute;cnico en mercados considerados eficientes como Estados Unidos (Brock, Lakonishok y Lebaron, 1992), Madrid (Fern&aacute;ndez y Gonz&aacute;lez, 2000) y Canad&aacute; (Alexeev y Tapon, 2011); sin embargo, estos resultados son aclarados por otros en los que se concluye que a pesar de encontrarse estructuras de corto y largo plazo en las series de precios que podr&iacute;an predecir el mercado, los beneficios que generar&iacute;an se perder&iacute;an al incluirse los costos de transacci&oacute;n, y con ello se har&iacute;a imposible ganarle sistem&aacute;ticamente al mercado (Lu, Shiu y Liu, 2012).</p>     <p>Por otra parte, en cuanto a los estudios realizados en Latinoam&eacute;rica, Urrutia (1995) fue uno de los primeros en comprobar la aleatoriedad de mercados burs&aacute;tiles. En su trabajo testea los mercados de Argentina, Chile y M&eacute;xico para el periodo 1975-1991, mediante pruebas de rachas y raz&oacute;n de varianzas. Llega as&iacute; a la conclusi&oacute;n de que estos mercados no son eficientes. Por otra parte, Ojah y Karemera (1999) usan raz&oacute;n de varianza y modelos autorregresivos en los mercados de Argentina, Brasil, Chile y M&eacute;xico, en un periodo diferente pero traslapado con el del estudio de Urrutia (1987 a 1997); destacan que sus resultados no evidencian rechazo a la eficiencia. Ese mismo a&ntilde;o, Grieb y Reyes (1999) examinan las propiedades de caminata aleatoria de las acciones de Brasil y M&eacute;xico mediante el ratio de varianza; encuentran que para Brasil no se rechaza la hip&oacute;tesis de aleatoriedad, mientras que el mercado mexicano muestra reversi&oacute;n a la media. A&ntilde;os m&aacute;s tarde, Valdivieso (2004) analiza la eficiencia del mercado de M&eacute;xico en el periodo 1994-1999, para lo cual usa herramientas estad&iacute;sticas como correlogramas, el test Q de Box-Pierce, el test Ljung-Box y el test de rachas; el autor rechaza que el mercado siga una caminata aleatoria.</p>     <p>Por otro lado, Tabak (2007) y Freitas, De Souza y de Almeida (2009) eval&uacute;an el mercado de Brasil mediante ra&iacute;ces unitarias y modelos de predicci&oacute;n, respectivamente; concluyen que este mercado no es eficiente durante el periodo 1998-2007. Adem&aacute;s, Butler (2012) estudia diversos mercados del mundo, entre ellos Brasil, M&eacute;xico y Argentina, durante el periodo 2000-2010; sus resultados establecen que en todos los mercados considerados hubo periodos en los que se presentaba tendencia estacionaria, mientras que en otros no, con lo cual se demostr&oacute; que la eficiencia no es permanente en estos mercados.</p>     <p>Por su parte, Inghelbrecht et al. (2012) evaluaron las t&eacute;cnicas de negociaci&oacute;n que usan los inversionistas en diversos mercados emergentes, incluyendo Argentina, Brasil, Colombia, Chile, Ecuador, M&eacute;xico y Venezuela. Estos autores concluyeron que cuando se ajustan las reglas a los costos de negociaci&oacute;n, no es posible superar la estrategia de comprar y mantener; sin embargo, durante la crisis del 2008 aparecieron ineficiencias en varios mercados, lo cual demostr&oacute; la influencia de condiciones externas en la eficiencia de los rendimientos de las acciones.</p>     <p>Recientemente, Duarte y Mascare&ntilde;as (2014) evaluaron el cumplimiento de la caminata aleatoria en los mercados burs&aacute;tiles de Latinoam&eacute;rica; hallaron as&iacute; una mejora en la eficiencia de los activos de M&eacute;xico, Brasil y Colombia desde 2007 hasta 2012, mientras que observaron un menor nivel de aleatoriedad en Per&uacute; y Chile con respecto a sus pares latinoamericanos durante todo el periodo de estudio (2002-2012).</p>     <p>Por otra parte, Duarte y Mascare&ntilde;as (2012) realizan una revisi&oacute;n exhaustiva de la literatura emp&iacute;rica relacionada con la eficiencia de mercados y encuentran que el 60 % de ella niega la existencia de mercados eficientes, mientras que solo el 5 % acepta un incremento del nivel de aleatoriedad en las bolsas durante la &uacute;ltima d&eacute;cada del siglo XX y principios del siglo XXI. Debido a la aparici&oacute;n de resultados mixtos en la literatura revisada referente a la aleatoriedad de los mercados de Brasil y M&eacute;xico, este art&iacute;culo busca evaluar la eficiencia de los principales &iacute;ndices burs&aacute;tiles que los representan, mediante pruebas de caminata aleatoria, como rachas y ratio de varianza autom&aacute;tico en los &uacute;ltimos veinte a&ntilde;os.</p>     <p><b>METODOLOG&Iacute;A</b></p>     <p><b>Datos</b></p>     <p> En este trabajo se analiza la serie del &Iacute;ndice de la Bolsa de Valores del Estado de S&atilde;o Paulo (IBOVESPA), que es el m&aacute;s representativo del mercado burs&aacute;til de Brasil, adem&aacute;s del &Iacute;ndice de Precios y Cotizaciones (IPC), principal &iacute;ndice accionario del mercado de M&eacute;xico. Ambos &iacute;ndices son analizados en un periodo de 20 a&ntilde;os, desde el 2 de enero de 1995 hasta el 31 de diciembre del 2014. Se omiten los d&iacute;as en los que la bolsa no oper&oacute; y los que presentan valores nulos. La serie se analiza con valores diarios en su periodo completo y usando diez subperiodos de 2 a&ntilde;os (aproximadamente 500 datos), con el fin de evaluar la evoluci&oacute;n de la eficiencia d&eacute;bil de los mercados objeto de estudio. Adem&aacute;s, con el prop&oacute;sito de hacer una evaluaci&oacute;n de la eficiencia relativa de los mercados de Brasil y M&eacute;xico, se toman como referentes a los &iacute;ndices Standard and Poor's 500 (S&amp;P500) y Dow Jones Industrial Average (DJIA), que son los m&aacute;s representativos de Estados Unidos. Las series de cotizaciones son tomadas de la base de datos Bloomberg, y se utilizan como variable de estudio la rentabilidad continua de cada activo.</p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p><b>Etapas</b></p>     <p> La metodolog&iacute;a por utilizar se compone de tres etapas secuenciales. La primera consiste en la estimaci&oacute;n de los estad&iacute;sticos preliminares de las series de retornos por evaluar (IBOVESPA, IPC, SP&amp;500 y DJIA), para identificar sus principales caracter&iacute;sticas econom&eacute;tricas y su aproximaci&oacute;n a una distribuci&oacute;n normal.</p>     <p>En la segunda etapa se contrasta la eficiencia d&eacute;bil de las bolsas de Brasil, M&eacute;xico y Estados Unidos, desde el supuesto de que un mercado eficiente no es predecible a partir de su serie de precios hist&oacute;ricos. Con este prop&oacute;sito, se usan la prueba de rachas y el test ratio de varianza autom&aacute;tico, definidos a continuaci&oacute;n.</p>     <p>La prueba de rachas analiza el n&uacute;mero total de rachas que se presentan en una serie; si esta cantidad es muy peque&ntilde;a o muy grande, es indicio de baja aleatoriedad en los datos, lo que conlleva el rechazo de la hip&oacute;tesis nula de que los retornos son independientes e id&eacute;nticamente distribuidos (i.i.d.). Este test se determina mediante la estimaci&oacute;n del n&uacute;mero de rachas con datos superiores a la media de los retornos (n<sub>1</sub>) y la cantidad de rachas con valores inferiores a la media (n<sub>2</sub>), cuya suma genera el n&uacute;mero total de rachas (R); variable que se comporta asint&oacute;ticamente como una distribuci&oacute;n normal y que puede ser estandarizada mediante el estad&iacute;stico Z:</p>     <p><img src="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07ec01.jpg"></p>     <p>Se rechaza la hip&oacute;tesis de retornos i.i.d. si el P-valor es inferior al nivel de confianza.</p>     <p>Asimismo, se utiliza una segunda prueba para contrastar la eficiencia d&eacute;bil, conocida como el test <i>ratio</i> de varianza autom&aacute;tico, planteado inicialmente por Choi (1999) y modificado por Kim (2009), para detectar correlaciones seriales que podr&iacute;an dar indicios de predictibilidad en un mercado. Este test es explicado por Ely (2011), quien se basa en el trabajo de Lo y MacKinlay (1988) para estimar el <i>ratio</i> de varianza de una serie (Y<sub>t</sub>) mediante esta ecuaci&oacute;n:</p>     <p><img src="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07ec02.jpg"></p>     <p> Donde <img src="img/revistas/fype/v7n2/circunflp.jpg"><i>i</i> es el estimador del coeficiente de autocorrelaci&oacute;n de orden i-&eacute;simo, y k es el periodo holding (de referencia), mientras que m(i/k) es la funci&oacute;n cuadr&aacute;tica espectral dada por la expresi&oacute;n:</p>     <p><img src="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07ec03.jpg"></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p>La hip&oacute;tesis nula del <i>ratio</i> de varianza plantea que VR (k) = 1, lo que significar&iacute;a que no se detecta autocorrelaci&oacute;n en el rezago i-&eacute;simo para todo k. La elecci&oacute;n de k se hace generalmente de forma arbitraria; no obstante, Choi (1999) propone un m&eacute;todo dependiente solamente de los datos para la elecci&oacute;n de <img src="img/revistas/fype/v7n2/circunflk.jpg"> &oacute;ptimo, mediante esta ecuaci&oacute;n:</p>     <p><img src="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07ec04.jpg"></p>     <p>Donde <i>T</i> es el tama&ntilde;o de muestra y <img src="img/revistas/fype/v7n2/circunflalfa.jpg"> (2) depende de la autocorrelaci&oacute;n de primer orden <img src="img/revistas/fype/v7n2/circunflp.jpg"> (1):</p>     <p><img src="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07ec05.jpg"></p>     <p>A partir del ratio de varianza de la ecuaci&oacute;n  &#91;2&#93; y el par&aacute;metro <img src="img/revistas/fype/v7n2/circunflk.jpg"> (periodo <i>holding</i>) de la ecuaci&oacute;n  &#91;4&#93;, se estima el <i>ratio</i> de varianza autom&aacute;tico (AVR), mediante la ecuaci&oacute;n  &#91;6&#93;:</p>     <p><img src="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07ec06.jpg"></p>     <p>El estad&iacute;stico AVR (<img src="img/revistas/fype/v7n2/circunflk.jpg">) desde el supuesto de que los retornos son independientes e id&eacute;nticamente distribuidos (i.i.d.), se distribuye normalmente con media <i>&Omicron;</i> y varianza 1. Sin embargo, cuando existe heterocedasticidad, la inferencia estad&iacute;stica puede ser inv&aacute;lida en peque&ntilde;as muestras, raz&oacute;n por la cual Kim (2009) propone una t&eacute;cnica <i>bootstrap</i> que provee inferencia estad&iacute;stica adecuada en peque&ntilde;as muestras bajo heterocedasticidad condicional. El proceso <i>bootstrap</i> consiste en:</p> <ol type =a>    <li>Formar una muestra bootstrap de T observaciones Y<sub>t</sub>* = n<sub>t</sub>Y<sub>t</sub>(t = 1, ..., T), donde Y<sub>t</sub> es la serie original y n<sub>t</sub>&sim;N(0, 1) es una secuencia aleatoria que sigue una distribuci&oacute;n normal est&aacute;ndar.</li>      <li>Calcular el estad&iacute;stico AVR* (<img src="img/revistas/fype/v7n2/circunflk.jpg"> *) a partir de la serie formada anteriormente <img src="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07ec06a.jpg">.</li>      <li>Repetir los dos pasos anteriores 500 veces para formar una distribuci&oacute;n bootstrap <img src="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07ec06b.jpg">. </li>     ]]></body>
<body><![CDATA[</ol>     <p>La distribuci&oacute;n bootstrap construida se aproxima a la distribuci&oacute;n del estad&iacute;stico AVR (ver ecuaci&oacute;n  &#91;6 &#93;) si se cumple la hip&oacute;tesis nula de aleatoriedad y no autocorrelaci&oacute;n en los retornos, por lo cual al estimar el ratio de varianza autom&aacute;tico de la serie original (Y<sub>t</sub>) se rechaza la hip&oacute;tesis nula cuando el estad&iacute;stico cae fuera del intervalo de confianza (1-&alpha;)%, construido mediante la ecuaci&oacute;n  &#91;7&#93;:</p>     <p><img src="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07ec07.jpg"></p>     <p>Donde AVR*(&alpha;/2) denota el percentil &alpha;/2 de la distribuci&oacute;n <i>bootstrap</i> <img src="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07ec07a.jpg">. Asimismo, AVR*(1-&alpha;/2) es el percentil 1-&alpha;/2 de esta distribuci&oacute;n.     <p> Finalmente, en la tercera etapa se lleva a cabo la comparaci&oacute;n de la eficiencia de los mercados de Brasil y M&eacute;xico versus el de Estados Unidos.     <p><b> RESULTADOS</b></p>     <p><b>Estad&iacute;sticas preliminares</b></p>     <p> En la <a href="#tab1">tabla 1</a> se presentan las estad&iacute;sticas b&aacute;sicas de las series de retornos del IBOVESPA, IPC, S&amp;P500 y DJIA.</p>     <p>    <center><a name= "tab1"><img src="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07t01.jpg"></a></center></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p>Las estad&iacute;sticas evidencian que aunque todas las series presentan medias positivas, a un nivel de 5 % de significancia, solamente la media del IPC puede considerarse estad&iacute;sticamente significativa. Adem&aacute;s, al comparar las series, se observa que los estad&iacute;sticos como mediana, m&aacute;ximo y m&iacute;nimo son muy similares, aunque hay una mayor desviaci&oacute;n est&aacute;ndar en la serie del IBOVESPA. La principal diferencia se presenta en el sesgo que indica que los datos de Brasil y M&eacute;xico se agrupan hacia la izquierda de la media, por lo cual es menor la probabilidad de obtener ganancias significativas en comparaci&oacute;n con las series del S&amp;P 500 y del DJIA, cuyos sesgos son negativos. Por &uacute;ltimo, se detecta que todas las series son leptoc&uacute;rticas, y la significancia del estad&iacute;stico Jarque-Bera rechaza la hip&oacute;tesis de que los retornos sigan una distribuci&oacute;n normal.</p>     <p><b>Test de eficiencia d&eacute;bil</b></p>     <p><b> Brasil</b></p>     <p>La eficiencia del mercado de Brasil es evaluada con la serie del IBOVESPA mediante la prueba de rachas y el ratio de varianza autom&aacute;tico.</p>     <p> En la <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07t02.jpg" target="_blank">tabla 2</a> se presentan los resultados del test de rachas en la serie del IBOVESPA, donde se detecta que no es posible rechazar la hip&oacute;tesis de aleatoriedad de la serie durante el periodo completo 1995-2014. No obstante, al analizar los subperiodos de dos a&ntilde;os, se evidencia que entre los a&ntilde;os 1997 y 1998 (subperiodo 2), la serie del IBOVESPA no cumple con la hip&oacute;tesis de retornos i.i.d., lo que indicar&iacute;a la existencia de patrones lineales en la serie, lo cual da lugar a una posible predictibilidad del &iacute;ndice en estos a&ntilde;os.</p>     <p> Con el prop&oacute;sito de verificar el resultado anterior, se estima el estad&iacute;stico AVR en el periodo completo y los diez subperiodos de dos a&ntilde;os. Los resultados son presentados en la <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07t03.jpg" target="_blank">tabla 3</a> con su respectivo P-valor. Adicionalmente, en la <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07f01.jpg" target="_blank">gr&aacute;fica 1</a> se grafica el comportamiento del estad&iacute;stico AVR en los diez subperiodos con respecto a un intervalo de confianza del 95 %.</p>     <p>De la <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07t03.jpg" target="_blank">tabla 3</a> se deduce que el mercado de Brasil ha sido eficiente en forma d&eacute;bil durante el periodo completo de estudio, lo cual permite corroborar lo hallado mediante la prueba de rachas. Asimismo, en la <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07f01.jpg" target="_blank">gr&aacute;fica 1</a> se observa que a un nivel de confianza del 95 % no puede rechazarse la hip&oacute;tesis de aleatoriedad o no correlaci&oacute;n serial en ninguno de los diez subperiodos estudiados, ni siquiera en el subperiodo 2, que fue evaluado como no aleatorio mediante la prueba de rachas.</p>     <p>De la <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07f01.jpg" target="_blank">gr&aacute;fica 1</a> se observa que el intervalo de confianza fue m&aacute;s amplio durante los tres primeros subperiodos (1995 a 2001), lo que podr&iacute;a indicar una mayor incertidumbre en el mercado, es decir, una mayor aleatoriedad en las rentabilidades de los activos. Tambi&eacute;n se observa que el estad&iacute;stico AVR se mantiene cercano a 0, y solamente en el subperiodo 6 (2004 a 2006) podr&iacute;a considerarse positivo y significativo a un 10 % de confianza (<a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07t03.jpg" target="_blank">tabla 3</a>), lo que indicar&iacute;a que durante este subperiodo podr&iacute;a haber existido correlaci&oacute;n positiva en la serie, es decir, un mantenimiento de las tendencias. Es importante resaltar que este intervalo de tiempo est&aacute; caracterizado por ser el periodo precrisis de la subprime.</p>     <p><b>M&eacute;xico</b></p>     <p>Al igual que el mercado de Brasil, M&eacute;xico se eval&uacute;a con las pruebas de rachas y el ratio de varianza autom&aacute;tico en el &iacute;ndice m&aacute;s representativo de su mercado accionario, como es el IPC.</p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p>En la <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07t04.jpg" target="_blank">tabla 4</a> se presentan los resultados obtenidos mediante la prueba de rachas en las rentabilidades del IPC. Se observa que en el periodo completo (1995 a 2014) se rechaza la hip&oacute;tesis de que los retornos sean independientes e id&eacute;nticamente distribuidos. Sin embargo, al realizar an&aacute;lisis por subperiodos, se encuentra que este rechazo ocurre principalmente en el periodo 1995-2004, y que en los a&ntilde;os siguientes la serie se eval&uacute;a como aleatoria. Esto podr&iacute;a interpretarse como una mejora en la eficiencia del mercado de M&eacute;xico.</p>     <p>Para corroborar los resultados anteriores, se usa el estad&iacute;stico AVR, el cual se muestra en la <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07t05.jpg" target="_blank">tabla 5</a> acompa&ntilde;ado de su respectivo P-valor para el periodo completo y los diez subperiodos construidos; adicionalmente, en la <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07f02.jpg" target="_blank">gr&aacute;fica 2</a> se grafica el comportamiento del estad&iacute;stico AVR en los subperiodos estudiados con respecto a un intervalo de confianza del 95 %.</p>     <p> Por su parte, la <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07t05.jpg" target="_blank">tabla 5</a> muestra que, contrario a lo hallado con la prueba de rachas, no puede rechazarse la hip&oacute;tesis nula de aleatoriedad durante los &uacute;ltimos veinte a&ntilde;os. Sin embargo, al hacer un estudio m&aacute;s espec&iacute;fico por subperiodos, se evidencia que existen periodos con predictibilidad significativa al 95 % en los intervalos de 1998 a 2000 y de 2004 a 2006.</p>     <p>Por otra parte, en la <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07f02.jpg" target="_blank">gr&aacute;fica 2</a> se observa que el intervalo de confianza fue m&aacute;s amplio en el primer y segundo subperiodo (1995 a 1998), lo que podr&iacute;a indicar mayor aleatoriedad en las rentabilidades de los activos. En cuanto al estad&iacute;stico AVR, se evidencia que su magnitud cambia en el tiempo y que hay subperiodos con mayor correlaci&oacute;n que otros. Adem&aacute;s, solo se muestra correlaci&oacute;n negativa en el subperiodo de 1996 a 1998, es decir, la mayor parte de los estad&iacute;sticos AVR estimados son positivos, lo cual indica que las tendencias en los precios diarios se mantendr&iacute;an. Es importante resaltar que los subperiodos en los que se detecta predictibilidad al 95 % de confianza mediante el test AVR coinciden con los hallados en el test de rachas; con la particularidad de que se presentan en los periodos precrisis dot-com (1998 a 2000) y precrisis de la subprime (2004 a 2006).</p>     <p><b> Estados Unidos</b></p>     <p>Siguiendo la metodolog&iacute;a planteada para los dos mercados anteriores, se utilizan la prueba de rachas y el estad&iacute;stico AVR en los &iacute;ndices accionarios m&aacute;s representativos del mercado estadounidense, como son el S&amp;P500 y el DJIA.</p>     <p>En la tablas <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07t06.jpg" target="_blank">6</a> y <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07t07.jpg" target="_blank">7</a> se presentan los resultados de la prueba de rachas en los &iacute;ndices del S&amp;P500 y el DJIA, respectivamente. Se resalta que aunque estos &iacute;ndices son los m&aacute;s representativos del mercado, el primero se compone de las 500 empresas m&aacute;s grandes de Estados Unidos, mientras que el segundo refleja la evoluci&oacute;n de las 30 mayores acciones de la bolsa de Nueva York, dejando de lado a empresas gigantescas como Apple. Debido a esto, se considera que el S&amp;P500 es m&aacute;s amplio al representar m&aacute;s sectores econ&oacute;micos del mercado estadounidense que el &iacute;ndice DJIA. Pese a estas diferencias, los resultados para ambos &iacute;ndices coinciden cuando muestran rechazo a la hip&oacute;tesis de retornos independientes e id&eacute;nticamente distribuidos en el periodo completo de estudio (1995 a 2014), mientras que al analizar por subperiodos, se observa que esta aleatoriedad se concentra principalmente en los subperiodos de 2002 a 2004, 2006 a 2008 (inicio crisis de la subprime) y 2012 a 2014. Es importante destacar que a pesar de que los resultados son similares para los dos &iacute;ndices, entre los a&ntilde;os 2000 y 2012, los niveles de significancia del estad&iacute;stico (P-valor) son mayores en el DJIA que en el S&amp;P500, lo que se interpreta como mayor aleatoriedad en el Dow Jones, concentr&aacute;ndose en los a&ntilde;os de 2004 hasta 2010.</p>     <p>Con el prop&oacute;sito de corroborar los resultados anteriores se estima los estad&iacute;sticos AVR para los &iacute;ndices S&amp;P500 y el DJIA, presentados en las tablas <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07t08.jpg" target="_blank">8</a> y <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07t09.jpg" target="_blank">9</a>, respectivamente. En estas se corrobora que el mercado no ha sido eficiente durante los &uacute;ltimos veinte a&ntilde;os. No obstante, al igual que con la prueba de rachas, se observa que este resultado no es constante durante los diez subperiodos estudiados, sino que la no eficiencia se concentra en intervalos de tiempo que coinciden entre el S&amp;P500 y el DJIA, espec&iacute;ficamente entre 1995 y 1996 y entre 2006 y 2008. El &uacute;ltimo subperiodo tambi&eacute;n es evaluado como no eficiente seg&uacute;n los resultados del test de rachas, y a partir de ello se evidencia que la crisis de la subprime pudo haber afectado de forma significativa la eficiencia del mercado de Estados Unidos. Adem&aacute;s, se evidencia menor aleatoriedad en el &iacute;ndice S&amp;P500 durante el periodo de diciembre de 2002 a diciembre de 2004, resultado similar al de la prueba de rachas.</p>     <p> Con el fin de analizar m&aacute;s detalladamente los resultados anteriores, en las gr&aacute;ficas <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07f03.jpg" target="_blank">3</a> y <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07f04.jpg" target="_blank">4</a> se grafican los estad&iacute;sticos AVR de los &iacute;ndices S&amp;P500 y DJIA, respectivamente.</p>     <p>Al observar las gr&aacute;ficas de los estad&iacute;sticos AVR, puede evidenciarse que el comportamiento de ambos &iacute;ndices es similar. Por ello, se encuentra que en el mercado estadounidense, el nivel de correlaci&oacute;n var&iacute;a en el tiempo, de tal manera que hay cinco subperiodos con correlaci&oacute;n serial positiva y cinco con correlaci&oacute;n serial negativa en ambos &iacute;ndices; por lo tanto, podr&iacute;a afirmarse que la eficiencia del mercado estadounidense es din&aacute;mica, tal como lo postulan Kim, Shamsuddin y Lim (2011). Esto indicar&iacute;a que a pesar de ser considerado un mercado eficiente, el nivel de eficiencia cambia en el tiempo, por cuanto tiene periodos aleatorios y periodos con patrones lineales que podr&iacute;an permitir la predicci&oacute;n del mercado.</p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p>En cuanto a los intervalos de confianza, se observa que su amplitud no var&iacute;a significativamente durante los diez subperiodos de estudio, lo que revelar&iacute;a que el nivel de incertidumbre en el mercado se ha mantenido constante. Es importante destacar que en el s&eacute;ptimo subperiodo, que corresponde a los a&ntilde;os de la crisis de la subprime (2006 a 2008), el estad&iacute;stico AVR es negativo y estad&iacute;sticamente significativo. En este sentido, Kim, Shamsuddin y Lim (2011) afirman que ello ser&iacute;a indicio de p&aacute;nico y sobrerreacci&oacute;n por parte de los inversores en los mercados, comportamiento que es estudiado por la teor&iacute;a de finanzas conductuales y no es contemplado dentro de los supuestos de eficiencia de los mercados.</p>     <p> Los anteriores resultados muestran la importancia de analizar la serie por subperiodos, ya que al evaluar la eficiencia en el periodo completo en los mercados objeto de estudio, se podr&iacute;a haber llegado a conclusiones err&oacute;neas.</p>     <p><b>An&aacute;lisis relativo entre mercados</b></p>     <p>En la <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07t10.jpg" target="_blank">tabla 10</a> se presentan los resultados obtenidos al evaluar las series de los principales &iacute;ndices de Brasil, M&eacute;xico y Estados Unidos, con el fin de realizar una comparaci&oacute;n de eficiencia relativa.</p>     <p>Al comparar los resultados presentados en la <a href="img/revistas/fype/v7n2/v7n2a07t10.jpg" target="_blank">tabla 10</a>, se destaca que el mercado con mayor nivel de aleatoriedad es Brasil, tanto en los subperiodos como en el periodo total. Adem&aacute;s, el IBOVESPA es el &uacute;nico &iacute;ndice en el que no se rechaza la hip&oacute;tesis de retornos independientes e id&eacute;nticamente distribuidos durante el periodo completo mediante ambos test estad&iacute;sticos. Es importante resaltar que contrario a la creencia general de que los mercados emergentes tienden a ser menos eficientes, los resultados de este trabajo muestran que en el mercado de Estados Unidos se rechaza con mayor frecuencia y significancia la hip&oacute;tesis nula de aleatoriedad, en comparaci&oacute;n con sus hom&oacute;logos latinoamericanos.</p>     <p>Adicionalmente, se encuentra que durante el periodo completo de estudio, todos los mercados presentan resultados que no son consistentes con el an&aacute;lisis por subperiodos. Por otra parte, se detecta que los patrones lineales aparecen en las series de Brasil y M&eacute;xico antes del 2000, mientras que en Estados Unidos la mayor&iacute;a se presenta entre 2003 y 2008.</p>     <p><b>CONCLUSIONES</b></p>     <p>Al evaluar los mercados de Brasil, M&eacute;xico y Estados Unidos, mediante la prueba de rachas y el test ratio de varianza autom&aacute;tico, en un periodo de veinte a&ntilde;os y en subperiodos de dos a&ntilde;os, se detect&oacute; que con un nivel de confianza del 95 %, podr&iacute;a concluirse que la eficiencia de los mercados latinoamericanos evaluados ha sido mayor que la del mercado estadounidense, representado por los &iacute;ndices S&amp;P500 y DJIA. Particularmente, se encuentra que la eficiencia de Estados Unidos habr&iacute;a disminuido desde el 2004, posiblemente a causa de la crisis de la <i>subprime</i>, mientras que la aleatoriedad de los &iacute;ndices burs&aacute;tiles de Brasil y M&eacute;xico aument&oacute; desde el 2000, debido posiblemente a la mayor liquidez presentada en estos mercados, como consecuencia del aumento de la inversi&oacute;n extranjera en Latinoam&eacute;rica, posibilitado en parte por el auge de la explotaci&oacute;n de materias primas.</p>     <p>Por otra parte, partiendo de la significancia negativa del estad&iacute;stico AVR, podr&iacute;a interpretarse que durante el periodo de crisis y poscrisis (2007 a 2010), en Estados Unidos habr&iacute;a existido p&aacute;nico y sobrerreacci&oacute;n por parte de los inversores (Kim, Shamsuddin y Lim, 2011), los cuales son considerados sesgos de comportamiento desde la perspectiva de las finanzas conductuales. Se refuta de esta forma la hip&oacute;tesis de mercado eficiente, dado que se niega la racionalidad de los inversores.</p>     <p> Es preciso se&ntilde;alar que en este trabajo, el mercado accionario de Estados Unidos es representado tanto por el &iacute;ndice S&amp;P500 como por el DJIA, y pese a sus diferentes composiciones, los resultados de las pruebas de eficiencia son similares para ambos &iacute;ndices. Ello muestra rechazo a la hip&oacute;tesis de aleatoriedad en el periodo completo (1995 a 2014) y en los subperiodos de 2003 a 2005, de 2007 a 2008 (inicio de la crisis de la subprime) y de 2013 a 2014. Sin embargo, se resalta que la significancia de los estad&iacute;sticos estimados para el DJIA es mayor que la del S&amp;P500, durante el periodo 2000-2012, es decir, para este periodo se podr&iacute;a inferir que el DJIA es m&aacute;s eficiente. Este hallazgo podr&iacute;a deberse a que el S&amp;P500 se compone de m&aacute;s sectores econ&oacute;micos y tama&ntilde;os de empresa, que incluyen algunos activos no tan l&iacute;quidos como los que componen el Dow Jones Industrial Average.</p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p> En cuanto a la revisi&oacute;n de la literatura se encuentran resultados mixtos en la aceptaci&oacute;n o el rechazo de la hip&oacute;tesis de eficiencia, lo cual podr&iacute;a ser explicado por el hecho de que los trabajos usan diferentes periodos de estudio. Al respecto, los resultados presentados en este trabajo revelan que en un mismo mercado se encuentra disparidad en cuanto a la evaluaci&oacute;n de la eficiencia cuando se estudia el periodo completo de veinte a&ntilde;os en comparaci&oacute;n con los resultados obtenidos en el an&aacute;lisis por subperiodos. Se llega as&iacute; a la conclusi&oacute;n de que es mejor analizar la serie por subperiodos durante un largo periodo de tiempo, puesto que permite evaluar la evoluci&oacute;n de la eficiencia del mercado, tal como lo plantea Andrew Lo (2004) en su hip&oacute;tesis de mercado adaptativo. En efecto, ser&iacute;a interesante investigar en futuros trabajos el impacto de la amplitud de los subperiodos en la evaluaci&oacute;n de la eficiencia del mercado.</p>     <p> Finalmente, se aclara que los resultados de este estudio deben tomarse con precauci&oacute;n debido a que el test AVR eval&uacute;a la existencia de correlaci&oacute;n serial en los &iacute;ndices, lo que podr&iacute;a interpretarse como un indicio de predictibilidad en la serie hist&oacute;rica; sin embargo, su uso ser&iacute;a muy limitado si se quisiera utilizar para predecir en tiempo real una posible crisis. De hecho, el prop&oacute;sito del test es detectar anormalidades en el mercado que podr&iacute;an deberse pero no limitarse a crisis financieras.</p> <hr>     <p><b>REFERENCIAS</b></p>     <!-- ref --><p>1. Alexeev, V. y Tapon, F. (2011). Testing weak form efficiency on the Toronto Stock Exchange. <i>Journal of Empirical Finance, 18</i>(4), 661-691.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000106&pid=S2248-6046201500020000700001&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>2. Brock, W., Lakonishok, J. y Lebaron, B. (1992). Simple technical trading rules and the stochastic properties of stock returns. <i>The Journal of Finance, 47</i>(5), 1752.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000108&pid=S2248-6046201500020000700002&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>3. Butler, M. (2012). <i>Computational intelligence for analysis concerning financial modelling and the adaptive market hypothesis</i> (tesis doctoral). York: Universidad de York.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000110&pid=S2248-6046201500020000700003&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>4. Choi, I. (1999). Testing the random walk hypothesis for real exchange rates. <i>Journal of Applied Econometrics, 14</i>(3), 293-308.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000112&pid=S2248-6046201500020000700004&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>5. Comisi&oacute;n Econ&oacute;mica para Am&eacute;rica Latina y el Caribe (Cepal) (2011). <i>La inversi&oacute;n extranjera directa en Am&eacute;rica Latina y el Caribe 2010</i>. Recuperado de <a href="http://www.cepal.org/publicaciones/xml/9/43289/2011322-LIE-2010-WEB_ULTIMO.pdf"target="_blank">http://www.cepal.org/publicaciones/xml/9/43289/2011322-LIE-2010-WEB_ULTIMO.pdf</a>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000114&pid=S2248-6046201500020000700005&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>6. Duarte, J. y Mascare&ntilde;as, J. (2012). La eficiencia de los mercados de valores: una revisi&oacute;n. <i>An&aacute;lisis Financiero, 122</i>, 21-35.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000115&pid=S2248-6046201500020000700006&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>7. Duarte, J. y Mascare&ntilde;as, J. (2014). Comprobaci&oacute;n de la eficiencia d&eacute;bil en los principales mercados financieros latinoamericanos. <i>Estudios Gerenciales, 122,</i> 365-375.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000117&pid=S2248-6046201500020000700007&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>8. Ely, R. A. (2011). Returns Predictability and Stock Market Efficiency in Brazil. Bras. <i>Finan&ccedil;as, Rio de Janeiro, 9</i>(4), 571-584.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000119&pid=S2248-6046201500020000700008&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>9. Fama, E. (1965). The behavior of stock-market prices. <i>The Journal of Business, 34-</i>105.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000121&pid=S2248-6046201500020000700009&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p>10. Fern&aacute;ndez, F. y Gonz&aacute;lez, C. (2000). Optimizaci&oacute;n de reglas t&eacute;cnicas en el IGBM usando algoritmos gen&eacute;ticos.<i> Anales de Econom&iacute;a Aplicada</i>. Oviedo.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000123&pid=S2248-6046201500020000700010&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>11. Freitas, F. D., De Souza, A. F. y de Almeida, A. R. (2009). Prediction-based portfolio optimization model using neural networks. <i>Neurocomputing, 72</i>(10-12), 2155-2170.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000125&pid=S2248-6046201500020000700011&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>12. Grieb, T. y Reyes, M. (1999). Random walk tests for Latin American equity indexes and individual firms. <i>Journal of Financial Research, 22</i>(4), 371-383.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000127&pid=S2248-6046201500020000700012&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>13. Inghelbrecht, K., Heyman, D., Pauwels, S. y Marius, P. (2012). Technical trading rules in emerging stock markets. <i>World Academy of Science, Engineering and technology, 59</i>, 2241-2264.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000129&pid=S2248-6046201500020000700013&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>14. Kim, J. (2009). Automatic variance ratio test under conditional heteroskedasticity. <i>Finance Research Letters, 6</i>(3), 179-185.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000131&pid=S2248-6046201500020000700014&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p>15. Kim, J., Shamsuddin, A. y Lim, K. (2011). Stock return predictability and the adaptive markets hypothesis: Evidence from century-long U.S. data. <i>Journal of Empirical Finance</i>, 18, 868-879.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000133&pid=S2248-6046201500020000700015&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>16. Lo, A. (2004). The adaptive markets hypothesis: market eficiency from an evolutionary perspective. <i>The Journal of Portfolio Management, 30</i>(5), 15-29.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000135&pid=S2248-6046201500020000700016&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>17. Lo, A. y MacKinlay, A. (1988). Stock market prices do not follow random walks: evidence from a simple specification test. <i>Review of Financial Studies, 1</i>(1), 41-66.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000137&pid=S2248-6046201500020000700017&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>18. Lu, T., Shiu, Y. y Liu, T. (2012). Profitable candlestick trading strategies: The evidence from a new perspective. <i>Review of Financial Economics, 21</i>(2), 63-68.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000139&pid=S2248-6046201500020000700018&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>19. Ojah, K. y Karemera, D. (1999). Random walks and market efficiency test of Latin American emerging equity markets. <i>The Financial Review</i>, 34, 57-72.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000141&pid=S2248-6046201500020000700019&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p>20. Shiller, R. (2003). From efficient markets theory to behavioral finance. <i>Journal of Economic Perspectives</i>, 17(1), 83-104.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000143&pid=S2248-6046201500020000700020&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>21. Tabak, B. M. (2007). Testing for unit root bilinearity in the Brazilian stock market. <i>Physica A: Statistical Mechanics and its Applications</i>, 385(1), 261-269.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000145&pid=S2248-6046201500020000700021&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>22. Urrutia, J. (1995). Tests of random walk and market efficiency for Latin American emerging equity markets. <i>Journal of Financial Research</i>, 299-309.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000147&pid=S2248-6046201500020000700022&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>     <!-- ref --><p>23. Valdivieso, R. (2004).<i> Validaci&oacute;n de la eficiencia y modelos de fijaci&oacute;n de precios en el mercado mexicano de valores</i> (tesis). M&eacute;xico: Universidad Nacional Autonoma M&eacute;xico.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000149&pid=S2248-6046201500020000700023&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p> </font>      ]]></body><back>
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