Dag-van-de-week-effect op de Amsterdamse Effectenbeurs
1 Inleiding Het prijsvormingsproces op de diverse vermo- 
gensmarkten is altijd een veel besproken onder­
werp geweest in de financieringsliteratuur. In 
welke mate historische koersgegevens kunnen 
worden gebruikt om zinvolle voorspellingen te 
doen over de toekomstige aandelenkoers heeft 
daarbij vaak centraal gestaan. Eén van de theo­
rieën welke zich heeft beziggehouden met deze 
vraag is de random walk theorie. Deze theorie is 
volgens Fama (1965) opgebouwd uit twee hypo­
theses, waarvan de onafhankelijkheid van opeen­
volgende rendementen, het meest van belang is. Om de hypothese van onafhankelijke opeenvol­
gende rendementen te toetsen worden (onder 
andere) cyclische tests gebruikt. Met behulp van 
deze tests wordt getracht patronen te ontdekken in 
een reeks van opeenvolgende aandelenkoersen 
rond karakteristieke tijdstippen, bijvoorbeeld de 
jaarwisseling of het weekend. Naast deze zoge­
naamde ’calender turning points’ doen zich ook 
opmerkelijke verschijnselen voor gedurende 
sommige maanden van het jaar, dagen van de 
maand, dagen van de week en tijdstippen van de 
dag. Deze effecten worden door Thaler (1987) 
samengevat onder de naam ’kalenderanoma- 
lieën’. Eén specifieke kalenderanomalie, het dag- 
van-de-week-effect, staat in dit artikel centraal. De vraag is of er voor de Amsterdamse Effecten­
beurs ook sprake is van een dag-van-de-week- 
effect. Vervolgens wordt, in tegenstelling tot voor­ Na een korte beschrijving van de bestaande 
kalenderanomalieën en mogelijke verklaringen 
daarvan in paragraaf 2, wordt in paragraaf 3 het 
onderzochte databestand beschreven. Vervol­
gens worden in paragraaf 4 de verschillende 
resultaten gepresenteerd, waarna in paragraaf 5 
gezocht wordt naar mogelijke verklaringen voor 
de geconstateerde verschijnselen. Het artikel 
wordt afgesloten met paragraaf 6, waarin de 
belangrijkste conclusies uit de studie worden 
weergegeven alsmede enkele aandachtspunten 
voor toekomstig onderzoek. Dag-van-de-week-effect 
op de Amsterdamse 
Effectenbeurs
Opgesplitst in een non-trading en trading weekend-effect Drs. J. Görtzen en Drs. R. Zwetheul gaande (Nederlandse) onderzoeken, door middel 
van het betrekken van de openingskoersen op 
maandag, tevens bekeken of na constatering van 
een dag-van-de-week-effect dit effect optreedt 
tussen vrijdagslot en maandagopening of tussen 
maandagopening en maandagslot. Na een korte beschrijving van de bestaande 
kalenderanomalieën en mogelijke verklaringen 
daarvan in paragraaf 2, wordt in paragraaf 3 het 
onderzochte databestand beschreven. Vervol­
gens worden in paragraaf 4 de verschillende 
resultaten gepresenteerd, waarna in paragraaf 5 
gezocht wordt naar mogelijke verklaringen voor 
de geconstateerde verschijnselen. Het artikel 
wordt afgesloten met paragraaf 6, waarin de 
belangrijkste conclusies uit de studie worden 
weergegeven alsmede enkele aandachtspunten 
voor toekomstig onderzoek. gaande (Nederlandse) onderzoeken, door middel 
van het betrekken van de openingskoersen op 
maandag, tevens bekeken of na constatering van 
een dag-van-de-week-effect dit effect optreedt 
tussen vrijdagslot en maandagopening of tussen 
maandagopening en maandagslot. N
k t
b
h ij i
d
b t
d Belegging
Voorspellingsmethoden
Onderzoek Belegging
Voorspellingsmethoden
Onderzoek MAB MAB Drs. J. Görtzen is verbonden aan de sectie Ondernemings- 
financiering van de Katholieke Universiteit Brabant.
Drs. R. Zwetheul is eind augustus 1992 op dit onderwerp 
aan voornoemde universiteit afgestudeerd. Drs. J. Görtzen is verbonden aan de sectie Ondernemings- 
financiering van de Katholieke Universiteit Brabant.
Drs. R. Zwetheul is eind augustus 1992 op dit onderwerp 
aan voornoemde universiteit afgestudeerd.
juni 1993 MAB geen van deze mogelijke oorzaken in staat is de 
empirische regelmaat in voldoende mate te ver­
klaren. gensmarkttheorie geen eensluidende verkla­
ringen) geeft voor de diverse kalenderanoma- 
lieën. De hieronder genoemde verklaringen moeten 
dan ook als zodanig geïnterpreteerd worden. Dag-van-de-week-effect
Constatering van een dag-van-de-week-effect 
houdt in, dat de aandelenrendementen niet gelijk 
over de week verdeeld zijn. Het weekend-effect 
kan gezien worden als een bijzonder dag-van-de­
week-effect. In de literatuur wordt dit begrip ver­
schillend gedefinieerd. Een groot aantal auteurs 
betitelen hoge gemiddelde rendementen op vrij­
dag en negatieve gemiddelde rendementen op 
maandag als een weekend-effect. In het vervolg 
van dit artikel wordt, gelet op de scheiding welke in 
het databestand wordt aangebracht tussen de 
slotkoers op vrijdag en maandag door middel van 
het toevoegen van de openingskoers op maan­
dag, een negatief gemiddeld rendement tussen 
vrijdagslot en maandagopening betiteld als een 
non-trading weekend-effect, terwijl een negatief 
gemiddeld rendement tussen maandagopening 
en -slot in het vervolg een trading weekend-effect 
wordt genoemd. Een negatief (positief) gemid­
deld rendement tussen vrijdagslot en maandag- 
slot wordt als een (positief) maandag-effect gety­
peerd.2 Maand-van-het-jaar-effect 
Na het vergelijken van de aandelenrendementen 
per maand komen vele onderzoekers (zie onder 
andere Rozeff en Kinney (1976), Keim (1983) en 
Lakonishok en Smidt (1988) met betrekking tot 
de Amerikaanse aandelenmarkt, Gultekin en Gul- 
tekin (1983) voor 16 landen buiten de Verenigde 
Staten en Van den Bergh en Wessels (1987) 
voor de Amsterdamse Effectenbeurs) tot de con­
clusie dat het gemiddelde aandelenrendement in 
januari hoger is dan in alle andere maanden van 
het jaar. Men spreekt daarom ook meestal van 
het januari-effect. Al h
j
i ff
h
l i
h j
Als het januari-effect het gevolg is van het tegen 
het einde van het jaar verkopen van aandelen uit 
belastingoverwegingen, wat vaak wordt beweerd 
(zie onder andere Roll (1983) en Dorsman, Van 
der Hilst en Wijmenga (1987)), dan zou, ceteris 
paribus, de grootte en de betekenis van het 
gemeten januari-effect variëren met het niveau 
van de belastingen. In zijn onderzoek toont Keim 
(1983) echter aan, dat dit niet het geval is. Daar­
naast toont Korajczyk volgens Keim (1983) aan, 
dat er in een groot aantal landen met verschillende 
belastingsystemen en maanden waarin het 
belastingjaar eindigt, toch sprake is van een janu­
ari-effect. 2 Kalenderanomalieën en mogelijke 
verklaringen Achtereenvolgens worden de volgende kalender­
anomalieën gepresenteerd: het maand-van-het- 
jaar-effect, dag-van-de-maand-effect, dag-van- 
de-week-effect en tijdstip-van-de-dag-effect. D
i
’
lijk ’ i d tit l
d j
p
g
De nuancering ’mogelijke’ in de titel van deze 
paragraaf geeft al aan, dat de moderne vermo- 302 juni 1993 Tijdstip-van-de-dag-effect 
O d
d
J i
J j
p
g
Onder andere Jain en Joh (1988) en Harris 
(1986) tonen voor de New York Stock Exchange 
aan, dat er zelfs binnen één dag karakteristieke 
patronen te ontdekken zijn. V l
H
i (1986) blijk
d
idd ld p
j
Volgens Harris (1986) blijken de gemiddelde ren­
dementen aan het begin en het eind van de dag in 
absolute waarde 5 tot 10 keer groter dan de ren­
dementen in het midden van de dag. De sterke 
openingsrendementen, gemiddeld negatief op 
maandag en gemiddeld positief voor de overige 
dagen van de week, zijn toe te rekenen aan de 
eerste drie transacties. B id
d
k
b
k
i h De grote omzetten in de geselecteerde fondsen 
vormen een derde reden waarom juist deze fond­
sen gekozen zijn. Door de grote omzetten, komt 
het niet of zelden voor dat er in deze fondsen 
geen handel is en er een fictieve slotkoers wordt 
gegeven. Een ander voordeel is, dat gedurende 
de gehele dag handel plaatsvindt. De geselec­
teerde fondsen geven een grotere zekerheid dat de 
slotkoers tot stand is gekomen door transacties 
die tegen het eind van de dag zijn uitgevoerd. Beide argumenten zijn van belang wil men van 
een eventueel effect profiteren en aan- of ver- 
kooptransacties plannen. Beide onderzoeken beperken zich tot constate­
ring van genoemde feiten en geven dan ook 
geen verklaring(en) hiervoor. MAB Verscheidene onderzoeken (zie onder andere 
Cross (1973), French (1980) en Rogalski (1984)) 
tonen het bestaan van een maandag-effect in de 
Verenigde Staten aan, waarbij Rogalski (1984) 
de eerder genoemde scheiding tussen non-tra­
ding weekend-effect en maandag-effect heeft 
aangebracht. Naast het onderschrijven van het 
bestaan van een maandag-effect in de Verenig­
de Staten, wordt het internationale bewijs hier­
voor geleverd door Jaffe en Westerfield (1985). Opmerkelijk in dit onderzoek is, dat zowel de 
Japanse beursindex als de Australische beursindex 
naast een maandag-effect ook een dinsdag- 
effect vertonen. Deze laatste bevindingen komen 
overeen met die van Kim (1988) en Condoyanni, 
O’Hanlon en Ward (1988). Voor de Amsterdam­
se Effectenbeurs hebben alleen Dorsman (1988) 
en De Jong, Kemna en Kloek (1992) onderzoek 
gedaan naar het bestaan van een dag-van-de­
week-effect, waarbij Dorsman (1988) niet en De Dag-van-de-maand-effect 
Uit studies van onder andere Ariel (1987, 1988) 
en Lakonishok en Smidt (1988) blijkt, dat de 
dagelijkse aandelenrendementen niet gelijkelijk 
over de maand verdeeld zijn. Ariel (1988) toont 
bijvoorbeeld aan, dat in de periode 1963-1981 
voor bijna alle maanden (februari uitgezonderd) 
geldt, dat in de eerste helft een hoger rendement 
wordt behaald dan in de laatste helft van de 
maand. Ariel (1987) geeft diverse mogelijke oorzaken 
aan, zoals concentratie van zowel dividendbe- 
talingen in de tweede helft van de maand als van 
aankondigingen van belangrijke ondernemingsin- 
formatie in de eerste helft, maar concludeert dat 303 juni 1993 MAB Jong e.a. (1992) wel het genoemde effect con­
stateren.3 Naast onderzoek naar het bestaan van 
een dag-van-de-week-effect, wordt (in tegenstelling 
tot de twee voorgaande onderzoeken) in het 
onderhavige onderzoek expliciet ingegaan op de 
aandelenrendementen tussen vrijdagslot en 
maandagopening enerzijds en de aandelenren­
dementen tussen maandagopening en maandag- 
slot anderzijds. V
lijk
kl i
d
k l
d De onderzoeksperiode van deze ’fusiefondsen’ is 
daarom afwijkend van de hierboven genoemde 
onderzoeksperiode. Jong e.a. (1992) wel het genoemde effect con­
stateren.3 Naast onderzoek naar het bestaan van 
een dag-van-de-week-effect, wordt (in tegenstelling 
tot de twee voorgaande onderzoeken) in het 
onderhavige onderzoek expliciet ingegaan op de 
aandelenrendementen tussen vrijdagslot en 
maandagopening enerzijds en de aandelenren­
dementen tussen maandagopening en maandag- 
slot anderzijds. V
lijk
kl i
d
k l
d p
Voor ABN Bank en Amro Bank geldt als einddatum 
24 augustus 1990, terwijl 11 april 1991 de eind­
datum voor Nat. Ned. en NMB Postbank is.5 
D 20 i h
d
k b
kk
f
d
ij De 20 in het onderzoek betrokken fondsen zijn 
gedurende de gehele onderzoeksperiode onafge­
broken hoofdfonds geweest. Daarnaast zijn deze 
fondsen geselecteerd op grond van het feit dat ze 
tezamen een groot deel van de totale marktwaar­
de van alle aan de Amsterdamse Effectenbeurs 
genoteerde aandelen vertegenwoordigen. Zo 
schommelde de marktwaarde van de geselec­
teerde fondsen (exclusief Robeco en Rolinco) in 
procenten van de totale beurswaarde binnen­
landse aandelen (exclusief beleggings- en houd­
stermaatschappijen) tussen de 75 (31 juli 1989) 
en 85 (31 juli 1991) procent.6 j
Voor mogelijke verklaringen van deze kalender­
anomalie wordt verwezen naar paragraaf 5. 4 Resultaten In paragraaf 4.1 wordt onderzocht of er sprake is 
van een dag-van-de-week-effect. Vervolgens 
wordt in paragraaf 4.2 het geconstateerde maan- 
dag-effect opgesplitst in een non-trading en tra­
ding weekend-effect. Met betrekking tot het dag-van-de-week-effect 
wordt het rendement van elke maandag bere­
kend aan de hand van het verschil in de natuurlij­
ke logaritmen van de slotkoersen van vrijdag en 
maandag, terwijl het rendement van de overige 
dagen wordt berekend aan de hand van de ver­
schillen in de natuurlijke logaritmen van de slot­
koersen van twee opeenvolgende dagen. Dit 
resulteert in: fT  = In(PÏm) -  ln(P‘v) 
(1.1) Verdere aanpassing databestand en totaal aan­
tal rendementen
Volgens Dorsman (1988) vindt op de Amster­
damse Effectenbeurs op een ex-dividenddag 
gemiddeld een koersdaling ter grootte van 76,8% 
van het uitgekeerde dividend plaats. Om te voor­
komen dat deze ex-dividenddagen de resultaten 
van het onderzoek beïnvloeden, zijn de rende­
menten die behaald zijn op deze dagen uit het 
databestand verwijderd. I
l l
d
d
l
d f
d Verdere aanpassing databestand en totaal aan­
tal rendementen
Volgens Dorsman (1988) vindt op de Amster­
damse Effectenbeurs op een ex-dividenddag 
gemiddeld een koersdaling ter grootte van 76,8% 
van het uitgekeerde dividend plaats. Om te voor­
komen dat deze ex-dividenddagen de resultaten 
van het onderzoek beïnvloeden, zijn de rende­
menten die behaald zijn op deze dagen uit het 
databestand verwijderd. I
l l
d
d 20
l
d f
d (1.1) waarin:
R",w = rendement aandeel j tussen vrijdagslot 
en maandagopening;
P°m = openingskoers aandeel j op maandag; 
Pi> = slotkoers aandeel j op vrijdag. Om vast te stellen of er sprake is van een trading 
weekend-effect, worden de openings- en slot- 
koersen van maandag vergeleken: j
In totaal leverden de 20 geselecteerde fondsen 
38.728 rendementen op, onderverdeeld in 28.034 
rendementen berekend volgens formule (1.3) en 
10.694 rendementen berekend volgens formule 
(1.1) en (1.2). _^tw 
______ s . , 
. _  o . . ,
R, 
= ln(Pj,m) -  In(Pi.m) 
(1.2) . ,(1.2) waarin:
R|W 
= rendement aandeel j tussen maandag­
opening en maandagslot;
Pj!m  
= slotkoers aandeel j op maandag. 3 Data Voor het onderzoek zijn de (maandag)openings- en 
(dagelijkse) slotkoersen van de volgende hoofd­
fondsen via Datastream verzameld:4 
ABN Bank, Ahold, Akzo, Amev, Amro Bank, 
Elsevier, Gist-brocades, Heineken, Hoogovens, 
KLM, 
Kon. Olie, 
Nat. Ned., 
Nedlloyd, 
NMB Postbank, Pakhoed, Philips, Robeco, 
Rolinco, Unilever en VNU. Voor het onderzoek zijn de (maandag)openings- en 
(dagelijkse) slotkoersen van de volgende hoofd­
fondsen via Datastream verzameld:4 
ABN Bank, Ahold, Akzo, Amev, Amro Bank, 
Elsevier, Gist-brocades, Heineken, Hoogovens, 
KLM, 
Kon. Olie, 
Nat. Ned., 
Nedlloyd, 
NMB Postbank, Pakhoed, Philips, Robeco, 
Rolinco, Unilever en VNU. Berekende rendementen 
Gelet op de eerder aangegeven driedeling tussen 
non-trading weekend-effect, trading weekend­
effect en dag-van-de-week-effect, kunnen voor 
elk geselecteerd fonds uit het databestand drie 
verschillende rendementen bepaald worden. Daarbij is steeds uitgegaan, zoals in de meeste 
studies over aandelen, van de verschillen van de 
logaritmen van de koersen. Tijdens de onderzoeksperiode, welke loopt van 
1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992, zijn ABN 
Bank en Amro Bank samengegaan in de ABN 
AMRO Holding, terwijl NMB Bank in eerste 
instantie is overgegaan in de NMB Postbank 
Groep om daarna tezamen met Nat. Ned. samen 
te gaan in de Internationale Nederlanden Groep. Om vast te stellen of er sprake is van een non­
trading weekend-effect, worden slotkoersen van 
vrijdag en openingskoersen van maandag verge­
leken: 304 juni 1993 juni 1993 4.1 Onderzoek naar het bestaan van een dag- 
van-de-week-effect Tabel 1 toont de rendementen, berekend aan de 
hand van formule (1.3), over de dagen van de 
week. De tweede kolom geeft het gemiddelde 
rendement weer, Ri.gem, welke volgens formule 
(1.4) berekend wordt.8 Ri,t+i = ln(Pj!.+i) -  In(Pw) 
(1.3) Ri,t+i = ln(Pj!.+i) -  In(Pw) 
(1.3) (1.3) waarin:
Ri.t+1 = rendement aandeel j tussen t en t+1;
PÜm = slotkoers aandeel j op t+1;
Pm 
= slotkoers aandeel j op t;
t 
= dag van de week, waarbij t=0=5 voor
vrijdag staat, t=1 voor maandag, enzo­
voort (t e [0..5]). Rm
I (R m * m)
5I nt
t=1
(1.4) (1.4) waarin: waarin:
n< 
= aantal waarnemingen van dag t. Dit betekent dus bijvoorbeeld, dat het rendement op 
woensdag niet berekend kan worden als een 
aandeel op dinsdag uit de handel is genomen 
wegens specifieke omstandigheden of als de 
effectenbeurs op deze dag wegens vakantie 
gesloten is.7 Om de significantie van de rendementen Rm tot 
en met Rj.s vast te stellen, zijn de t-waarden bere­
kend op basis van een tweezijdige toets. Deze 
toets onderzoekt het gedrag van de rendementen 
per dag van de week ten opzichte van nul. 305 juni 1993 MAB Uit tabel 1 blijkt, dat alle in het onderzoek betrokken 
fondsen tussen vrijdag- en maandagslot negatieve 
rendementen vertonen. In 15 (van de 20) gevallen 
is er zelfs sprake van een significant maandag- 
effect. Bovendien zijn deze berekende rende­
menten in alle gevallen lager dan het gemiddel­
de. Voor de rest van de week is de verdeling onder/boven het gemiddelde als volgt: 4/16 (dins­
dag), 1/19 (woensdag), 4/16 (donderdag) en 9/11 
(vrijdag). Gelet op het, voor deze overige dagen 
van de week, geringe aantal significant positieve of 
negatieve waarnemingen, kan er alleen gespro­
ken worden van een significant maandag-effect. Tabel 1: Gemiddeld rendement (R^m) en het rendement op maandag (R, ,) tot en met vrijdag (R.s) van de 20 
onderzochte fondsen in procenten, berekend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992, waarbij voor de 
’fusiefondsen’ een afwijkende onderzoeksperiode geldt" Fonds
R j.g e m
R u
R
„
R ,.3
R,4
R j.5
ABN Bank
-0,029
-0,378“
0,255“
0,111
-0,081
-0,064
Ahold
0,053
-0,255*
0,139
0,078
0,155
0,147*
Akzo
0,016
-0,282**
0,052
0,207*
0,025
0,070
Amev
-0,014
-0,342“
0,142
0,131
0,022
-0,034
Amro Bank
-0,018
-0,286*
0,229“
0,077
-0,162
0,041
Elsevier
0,075
-0,279*
0,217*
0,101
0,161
0,173
Gist-brocades
-0,018
-0,487“
0,159
0,231*
0,078
-0,081
Heineken
0,032
-0,198*
0,031
0,140
0,079
0,103
Hoogovens
-0,035
-0,498“
0,225
0,242
0,103
-0,260
KLM
-0,007
-0,381“
0,079
0,188
0,096
-0,032
Kon. Olie
0,040
-0,028
0,088
0,074
0,039
0,024
Nat. Ned. -0,002
-0,307*
-0,084
0,116
0,125
0,129
Nedlloyd
0,039
-0,192
0,189
-0,009
0,056
0,152
NMB Postbank
0,031
-0,258*
0,164
0,156
0,052
0,031
Pakhoed
0,088
-0,302*
0,233*
0,117
0,147
0,241*
Philips
-0,031
-0,357“
0,058
0,102
0,043
-0,010
Robeco
0,010
-0,060
-0,029
0,091
0,024
0,023
Rolinco
0,009
-0,041
-0,079
0,078
0,031
0,054
Unilever
0,041
-0,123
0,092
0,176*
0,037
0,017
VNU
0,010
-0,286“
0,118
0,201
0,029
-0,019 306 Hieraan kan nog worden toegevoegd, dat op 
maandag voor 18 fondsen geldt dat het procen­
tueel aantal negatieve rendementen het aantal 
positieve rendementen overtreft. Voor dinsdag en 
woensdag geldt, eveneens met twee uitzonderin­
gen, het omgekeerde. De overige dagen geven 
wat dit betreft geen eenduidig beeld.10 Zoals uit tabel 2 blijkt, openen de aandelenkoersen 
(met uitzondering van Rolinco) op maandag 
gemiddeld lager dan het vrijdagslot. Bovendien 
zet deze daling zich gedurende de maandag 
(versterkt) door, resulterend in een maandagslot dat 
lager ligt dan de maandagopening.12 Dat de 
daling zich op maandag tijdens de handelsuren 
versterkt doorzet blijkt uit het feit dat met slechts 
twee uitzonderingen (Kon. Olie en Unilever) geldt 
dat Rj1w < R,n1w en uit de verhouding procentueel 
aantal negatieve/positieve rendementen:13 tussen 
maandagopening en -slot overtreft het procentueel 
aantal negatieve rendementen het procentueel 
aantal positieve rendementen, verhouding 19/1, 
terwijl tussen vrijdagslot en maandagopening 
deze verhouding op 10/10 ligt. Zoals uit tabel 2 blijkt, openen de aandelenkoersen 
(met uitzondering van Rolinco) op maandag 
gemiddeld lager dan het vrijdagslot. Bovendien 
zet deze daling zich gedurende de maandag 
(versterkt) door, resulterend in een maandagslot dat 
lager ligt dan de maandagopening.12 Dat de 
daling zich op maandag tijdens de handelsuren 
versterkt doorzet blijkt uit het feit dat met slechts 
twee uitzonderingen (Kon. Olie en Unilever) geldt 
dat Rj1w < R,n1w en uit de verhouding procentueel 
aantal negatieve/positieve rendementen:13 tussen 
maandagopening en -slot overtreft het procentueel 
aantal negatieve rendementen het procentueel 
aantal positieve rendementen, verhouding 19/1, 
terwijl tussen vrijdagslot en maandagopening 
deze verhouding op 10/10 ligt. Daarnaast is tevens gebruik gemaakt van de ver- 
schiltoets, omdat met behulp van deze toets, in 
tegenstelling tot de voorgaande, direct tot uitdruk­
king komt of bepaalde dagen afwijken van andere 
dagen. Deze toets, opgenomen in de appendix, 
bevestigt bovenstaande bevindingen. 4.2 Onderzoek naar het bestaan van een non­
trading of trading weekend-effect 4.2 Onderzoek naar het bestaan van een non­
trading of trading weekend-effect Gelet op het voorgaande en de significantie, één 
significant non-trading en 16 significante trading 
weekend-effect(en), kan een trading weekend­
effect worden geconstateerd. Na constatering van een significant maandag- 
effect, rijst de vraag of dit effect plaatsvindt tus­
sen vrijdagslot en maandagopening (in paragraaf 2 
en 3 non-trading weekend-effect genoemd) of 
tussen maandagopening en -slot (in paragraaf 2 en 
3 trading weekend-effect genoemd). Tabel 2: RTW en Rh van de 20 onderzochte fondsen in procenten, berekend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 
30 juni 1992, waarbij voor de ’fusiefondsen’ een afwijkende onderzoeksperiode geldt Tabel 2: RTW en Rh van de 20 onderzochte fondsen in procenten, berekend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 
30 juni 1992, waarbij voor de ’fusiefondsen’ een afwijkende onderzoeksperiode geldt Fonds
R
n , w
R
r
Fonds
p
 n t w
R
r
ABN Bank
-0,154*
-0,225“
Kon. Olie
-0,018
-0,010
Ahold
-0,107
-0,151*
Nat. Ned. -0,048
-0,261'
Akzo
-0,039
-0,244**
Nedlloyd
-0,057
-0,135
Amev
-0,086
-0,257**
NMB Postbank
-0,006
-0,253'
Amro Bank
-0,043
-0,246*
Pakhoed
-0,074
-0,228'
Elsevier
-0,050
-0,230*
Philips
-0,106
-0,250'
Gist-brocades
-0,076
-0,337**
Robeco
-0,005
-0,055
Heineken
-0,053
-0,145*
Rolinco
0,021
-0,059’
Hoogovens
-0,072
-0,426**
Unilever
-0,088
-0,035
KLM
-0,120
-0,261**
VNU
-0,089
-0,199’ juni 1993 307 juni 1993 5 Mogelijke verklaringen kunnen worden geconstateerd. Het aantal signifi­
cant negatieve rendementen daalt dan ook van 
15 naar 10. Voor de in de appendix toegepaste 
verschiltoets blijft het bestaan van een significant 
maandag-effect na verwijdering van oktober 1987 
en 1989 echter overeind: in totaal 15 significante 
maandag-effecten, waarvan 12 met een onbe­
trouwbaarheid van 1%. Gezien het ontbreken in het onderzochte databe­
stand van de openingskoersen van de niet- 
maandagen, wordt hier (in hoofdzaak) volstaan 
met het zoeken naar mogelijke verklaringen voor 
het geconstateerde maandag-effect. Risico
De lage Handelwijze particuliere en institutionele beleg­
gers
R d i 1962 b
h ijft O b
d t
hill De lage aandelenrendementen op maandag zou­
den, volgens de financieringstheorie, moeten 
samengaan met en verklaard kunnen worden 
door een lage risicograad. Eén van de maatsta­
ven om dit risico te meten is de standaarddeviatie. Uit ons onderzoek blijkt echter, dat de standaard­
deviatie op maandag niet alleen hoog, maar in 
het merendeel van de gevallen (13 van de 20 
fondsen) zelfs het hoogste van de week is. gers
Reeds in 1962 beschrijft Osborne dat er verschillen 
in handelwijze tussen particuliere en institutionele 
beleggers bestaan. Particuliere beleggers heb­
ben tijdens het weekend tijd om financiële beslis­
singen te nemen en zullen daarom relatief meer op 
maandag actief zijn in de markt dan op andere 
dagen. Institutionele beleggers werken juist niet 
gedurende het weekend en hebben de maandag 
nodig om een strategische planning op te maken 
en deze de volgende dagen uit te voeren. Miller 
(1988) deelt deze visie en beschrijft vervolgens 
dat particuliere beleggers vaker van adviseurs 
aanbevelingen krijgen om aandelen te kopen dan 
om aandelen te verkopen. Deze adviseurs wer­
ken alleen gedurende de week en dus zullen 
koopbeslissingen door particuliere beleggers 
gedurende de week uitgevoerd worden. Particu­
liere beleggers worden veel minder vaak geadvi­
seerd om te verkopen en deze beslissing nemen 
ze dan meestal zelf wanneer ze tijd hebben, tij­
dens het weekend, en voeren deze maandag uit. Doordat er maandag een overschot aan verkoop­
orders bestaat, zouden de aandelenkoersen kun­
nen dalen, zo luidt Miller’s redenering. L k
i h k
M b l
(1990)
t t Meetfouten
Gibbons en Gibbons en Hess (1981) opperen de mogelijk­
heid van meetfouten als verklaring van een 
maandag-effect. Het negatieve rendement op 
maandag zou veroorzaakt kunnen worden door­
dat niet de ’werkelijke’ koers op vrijdag maar een ’te 
hoge’ slotkoers wordt afgegeven. Volgens Jaffe 
en Westerfield (1985) zal in dat geval sprake 
moeten zijn van een lagere (mogelijk negatieve) 
correlatie tussen het vrijdagrendement en het 
maandagrendement dan tussen de rendementen 
van de overige opeenvolgende dagen. Na bestu­
dering van de correlatie tussen de rendementen 
van opeenvolgende dagen stellen wij vast, dat 
meetfouten het geconstateerde maandag-effect 
niet kunnen verklaren: de correlatiecoëfficiënt 
tussen vrijdag en maandag is, met één uitzonde­
ring, in alle gevallen positief en in het algemeen 
hoger dan tussen de rendementen van de overige 
opeenvolgende dagen. g
Lakonishok en Maberly (1990) constateren op 
maandag een lagere handelsactiviteit van institu­
tionele beleggers en ze stellen vast dat de activiteit 
van de particuliere beleggers op maandag het 
hoogst van de week is. De resultaten ondersteunen 
Miller’s theorie, maar Lakonishok en Maberly 
(1990) wijzen erop dat de resultaten geen bewijs 
vormen voor een oorzaak en gevolg relatie tus­
sen omzet- en prijseffecten. G l
d
f
i h id i h
d
h
d Oktober-krach van 1987 en mini-krach van 1989 
De sterke koersdalingen op 19 oktober 1987 en 
16 oktober 1989, beide op maandag, zouden 
alleen verantwoordelijk kunnen zijn voor het eerder 
geconstateerde maandag-effect. Na verwijdering 
van deze maanden uit het oorspronkelijke data­
bestand blijkt, dat voor alle fondsen, in vergelij­
king met tabel 1, hogere rendementen op maandag Gelet op de afwezigheid in het onderzochte data­
bestand van (specifieke) omzetgegevens, is 
bovenstaande theorie niet onderzocht. 308 juni 1993 6 Conclusies en aanbevelingen strategie buitengewone rendementen te behalen, 
kan het ’timen’ van voorgenomen aan- en ver- 
kooptransacties wel extra rendement opleveren. Kooporders kunnen dan het beste op maandag 
(kort voor marktsluiting) worden uitgevoerd en 
verkooporders later in de week. V
d h d li
d
k
l
l Na constatering en beschrijving van een groot 
aantal kalenderanomalieën, verspreid over de 
hele wereld, rijst de vraag of één specifieke 
kalenderanomalie, het dag-van-de-week-effect, 
ook op de Amsterdamse Effectenbeurs plaats­
vindt. Na presentatie en onderzoek van een voor 
deze beurs representatief geacht databestand, 
concluderen wij dat er ook op de Amsterdamse 
Effectenbeurs sprake is van een significant 
maandag-effect: de koersen dalen tussen vrijdag- 
slot en maandagslot significant. Om vast te kunnen 
stellen of dit effect plaatsvindt in het weekend of tij­
dens de handelsuren op maandag, hebben wij de 
openingskoers op maandag aan ons bestand 
toegevoegd. Na onderzoek blijkt, dat de daling 
vooral tijdens handelsuren plaatsvindt: in tegen­
stelling tot bijvoorbeeld Rogalski (1984) met 
betrekking tot de aandelenmarkt in de Verenigde 
Staten, constateren wij een trading weekend­
effect voor de Amsterdamse Effectenbeurs. H
l ij i t
d
ht h bb
f h t
lijk p
Voor de hand liggende oorzaken, zoals een lager 
risico op maandag, meetfouten en de oktober­
krach van 1987 en mini-krach van 1989, kunnen 
het geconstateerde dag-van-de-week-effect en 
trading weekend-effect niet verklaren. Bestude­
ring van (gedetailleerde) omzetgegevens naast 
koersgegevens kan uitsluitsel geven over de 
vraag of de handelwijze van particuliere en insti­
tutionele beleggers het maandag-effect en het 
weekend-effect kan verklaren. G l
h
l
d
k
d Gelet op het grote aantal onderzoeken dat een 
kalenderanomalie constateerde en het voortbe­
staan ervan, onderschrijven wij het reeds in 1967 
door Bouma gehouden pleidooi voor de toepas­
sing van gedragswetenschappelijke inzichten in 
de bedrijfseconomie en wij menen dat een ver­
klaring voor de hierboven genoemde effecten 
dan ook eerder in het emotionele dan in het ratio­
nele gevonden kan worden. Hoewel wij niet onderzocht hebben of het mogelijk 
is om met behulp van een op het geconstateerde 
dag-van-de-week-effect gebaseerde beleggings­ t* 
= dag van de week, waarbij t*=1 voor 
maandag staat, t*=2 voor dinsdag, 
enzovoort (t* e [1 ..5]). t* Appendix Bij de hier uitgevoerde verschiltoets is sprake van 
twee steekproeven. De eerste steekproef betreft 
Ri.h.1, berekend volgens formule (1.3) en gepre­
senteerd in tabel 1 met s,.m als standaarddeviatie. De tweede steekproef betreft het rendement van de 
overige dagen (R,t0), berekend volgens formule 
(1.5) met Sj.to als standaarddeviatie. Bij de hier uitgevoerde verschiltoets is sprake van 
twee steekproeven. De eerste steekproef betreft 
Ri.h.1, berekend volgens formule (1.3) en gepre­
senteerd in tabel 1 met s,.m als standaarddeviatie. D t
d
t k
f b t ft h t
d
t
d t ee stee p oe e
e ee ste stee p oe bet e t
Ri.h.1, berekend volgens formule (1.3) en gepre­
senteerd in tabel 1 met s,.m als standaarddeviatie. D t
d
t k
f b t ft h t
d
t
d De volgende hypotheses kunnen worden opge­
steld:
H
H t
d
t
d
t*
ijkt i t f De tweede steekproef betreft het rendement van de 
overige dagen (R,t0), berekend volgens formule 
(1.5) met Sj.to als standaarddeviatie. Ho: 
Het rendement van dag t* wijkt niet af van
het rendement van de overige dagen,
Rj.t+i — Rmo = 0
H
H t
d
t
d
t*
ijkt f
h t j
He 
Het rendement van dag t* wijkt af van het 
rendement van de overige dagen,
R iM  — Ri to & 0. j
He 
Het rendement van dag t* wijkt af van het 
rendement van de overige dagen,
R iM  — Ri to & 0. j
He 
Het rendement van dag t* wijkt af van het 
rendement van de overige dagen,
R iM  — Ri to & 0. I  nt-  n*
t=1  Kort samengevat wordt dus het rendement op 
één dag vergeleken met het weekrendement met 
uitzondering van die ene dag. Daartoe is de vol­
gende toets geformuleerd:14 waarin:
FU = weekrendement van aandeel j met uit­
zondering van dag t*;
R, i* = rendement van aandeel j op dag t*; 
n* 
= aantal waarnemingen van dag t*; waarin:
FU = weekrendement van aandeel j met uit­
zondering van dag t*;
R, i* = rendement van aandeel j op dag t*; 
n* 
= aantal waarnemingen van dag t*; Rj.t+i 
R|.to
r ü x  
(1-6)
v n.+i nto (1-6) 309 juni 1993 Noten ,
, pp
Cross, F., The behavior of stock prices on Fridays and Mon­
days’, Financial Analysts Journal, 1973, pp. 67-69. D
A B 'Di id
d
di id
d
liti k St f t K 1 De auteurs bedanken Prof. Dr. P. Moerland, Prof. Dr. Th. Nij- 
man en Dr. C. Veld voor hun kritische opmerkingen bij een eer­
dere versie van dit artikel. 2 D
d
d b t k t
di d
ff t d y ,
y
,
, pp
Dorsman, A.B., 'Dividend en dividendpolitiek, Stenfert Kroese,
Leiden/Antwerpen, 1988. D
A B Hil
d
J
Wij
R Th 'D p
Dorsman, A.B., Hilst, van der, J. en Wijmenga, R.Th., 'De 
Amsterdamse aandelenmarkt: een overzicht van empiri­
sche bevindingen', Bank- en effectenbedrijf, 1987, pp. 274­
277. 2 Doorredenerend betekent een dinsdag-effect dus een nega­
tief gemiddeld rendement tussen maandagslot en dinsdagslot, 
een positief dinsdag-effect een positief gemiddeld rendement 
tussen maandagslot en dinsdagslot enzovoort. p
g
p
g
tussen maandagslot en dinsdagslot enzovoort. 3 N
t h t
hil i
d
k
i d k tussen maandagslot en dinsdagslot enzovoort. 3 N
t h t
hil i
d
k
i d k
k d k Fama, E.F., 'The behavior of stock market prices’, Journal of 
Business, 1965, pp. 34-105. F
h K R 'S
k
d h
k d ff
’ J
l g
g
3 Naast het verschil in onderzoeksperiode kan ook de keuze 
van het onderzochte databestand als reden voor deze tegen­
stelling worden aangevoerd. Dorsman (1988) gaat uit van een 
index en De Jong e.a. (1992) onderzoeken individuele aande­
len. ,
, pp
French, K.R., 'Stock returns and the weekend effect’, Journal 
of Financial Economics, 1980, pp. 59-69. Gibb
M R
H
P ’D
f th
k ff t
d
t pp
Gibbons, M.R. en Hess, P., ’Day of the week effects and asset 
returns’, Journal of Business, 1981, pp. 579-596. G lt ki
M N
G lt ki
N B ’St k
k t
lit 4 De fondsnamen, waarbij Koninklijke Olie is afgekort tot Kon. Olie en Nationale-Nederlanden tot Nat. Ned., stemmen over­
een met de benamingen in Het Financieele Dagblad van 30 
juni 1992. De namen van de bij een fusie betrokken fondsen 
stemmen overeen met de benamingen in Het Financieele Dag­
blad op de laatste dag waarop in dit fonds gehandeld kon wor­
den. Noten G l
d
i
h
lh id d
d ABN AMRO pp
Gultekin, M N. en Gultekin, N.B., ’Stock market seasonality: 
international evidence’, Journal of Financial Economics, 
1983, pp. 469-481. H
i
L ’A
i
d
d
f
kl
d i
d il , pp
Harris, L., ’A transaction data study of weekly and intradaily 
patterns in stock returns', Journal of Financial Economics, 
1986, pp. 99-117. J ff
J
W
fi ld R Th
k
d ff
i , pp
Jaffe, J. en Westerfield, R., The week-end effect in common 
stock returns: the international evidence’, Journal of Fi­
nance, 1985, pp. 433-454. J i
P C
J h G Th d
d
b t
h
l
i 5 Gelet op de geringe hoeveelheid data van de ABN AMRO 
Holding en de Internationale Nederlanden Groep, hebben wij 
ervan afgezien beide fondsen in het databestand op te nemen. 6 Bron: ’De omzetcijfers van....’, een uitgave van Het Finan­
cieele Dagblad. Eind juli is steeds als peildatum gehanteerd. 7 De rendementen rond deze dagen kunnen nog afzonderlijk 
bestudeerd worden, al of niet resulterend in de vaststelling van 
een vakantie-effect. Hierop zal niet verder worden ingegaan. 8 R, i tot en met R,s geven de gemiddelde rendementen op 
maandag tot en met vrijdag weer. Om verwarring met Ri.g.m te 
voorkomen, is de toevoeging ’gemiddelde’ in het vervolg bij Ru 
weggelaten. 9 V
Ri
i
b ik
k
ijdi
Bij pp
Jain, P.C. en Joh, G., The dependence between hourly prices 
and trading volume', Journal of Financial and Quantitative 
Analysis, 1988, pp. 269-283. J
d
F K
A
Kl k T 'A
t ib ti
t
t y
,
, pp
Jong, de, F., Kemna, A. en Kloek, T., 'A contribution to event 
study methodology with an application to the Dutch stock 
market’, Journal of Banking and Finance, 1992, pp. 11-36. K i
D B ’Si
l t d
li
d t k
t
li g
pp
Keim, D.B., ’Size-related anomalies and stock return seasonali­
ty’, Journal of Financial Economics, 1983, pp. 13-32. Ki
S ’C it li i
th
k d ff t’ J
l f P tf li Kim, S.,’Capitalizing on the weekend effect’, Journal of Portfolio 
Management, 1988, pp. 59-63. L k i h k J
M b l
E 'Th
k d ff
di gg
9 Voor Ri.gem is gebruik gemaakt van een eenzijdige toets. Literatuur stock prices’, in: ’The random character of stock market pri­
ces', P.H. Cootner (red.), Cambridge, Mass., 1962, pp. 262­
296. R
l ki R J 'N
fi di
di
d
f h
k Ariel, R.A., 'A monthly effect in stock returns’, Journal of Finan­
cial Economics, 1987, pp. 161-174. A i l R A 'E id
i t
th
lit i
t k Rogalski, R.J., 'New findings regarding day-of-the-week returns 
over trading and non-trading periods: a note’, Journal of 
Finance, 1984, pp. 1603-1614. R ll R 'V
i t d ? Th t
f th
ff t
d th
t pp
Ariel, R.A., 'Evidence on intra-month seasonality in stock 
returns’, in:'Stock market anomalies', E. Dimson (red.), 
Cambridge, Mass., 1988, pp. 109-122. B
h
d
W M
W
l
R E ’J
i ff Roll, R., 'Vas ist das? The turn of the year effect and the return 
premia of small firms’, Journal of Portfolio Management, 
1983, pp. 18-28. R
ff M S
Ki
J
W R 'C it l
k t
lit Bergh, van den, W.M. en Wessels, R.E.,’Januari-effect en tax 
selling hypothese; een empirisch onderzoek op de Neder­
landse aandelenmarkt’, in: ’De Amsterdamse Aandelen­
markt, theorie en praktijk, A.B. Dorsman e.a. (red.), Sam­
son uitgeverij, Alphen a/d Rijn-Brussel, 1987, pp. 87-96. B
J L 'D t
i
i t
d
d ll
i d pp
Rozeff, M.S. en Kinney Jr., W.R., 'Capital market seasonality: 
the case of stock returns’, Journal of Financial Economics, 
1976, pp. 379-402. Th l
R ’S
l
t i
it
i
II W
k Thaler, R., ’Seasonal movements in security prices II: Week­
end, Holiday, Turn of the month and intraday effects’, 
Journal of Economic Perspectives, 1987, pp. 169-178. g
j,
p
j
,
, pp
Bouma, J.L., 'De toepassing van intern-gedragsmodellen in de 
bedrijfseconomie', Stenfert Kroese, Leiden, 1967. C d
i L O’H l
J
W d C W R ’W k d Condoyanni, L., O’Hanlon, J. en Ward, C.W.R.,’Weekend 
effects in stockmarket returns: international evidence’, in:
’Stock market anomalies’, E. Dimson (red.), Cambridge, 
Mass., 1988, pp. 52-63. C
F Th b h i
f
k
i
F id
d M MAB De resultaten van deze tweezijdige toets staan 
vermeld in tabel 3. Deze tabel bevestigt het hier­
voor geconstateerde maandag-effect nog eens. Naast een geringe uitbreiding van het aantal sig­
nificante maandag-effecten, van 15 naar 16, 
neemt de betrouwbaarheid van deze significantie De resultaten van deze tweezijdige toets staan 
vermeld in tabel 3. Deze tabel bevestigt het hier­
voor geconstateerde maandag-effect nog eens. N
i
i b idi
h
l i wel aanzienlijk toe: 15 significante maandag- 
effecten met een onbetrouwbaarheid van 1% 
tegen 8 bij de vorige toets. Voor de overige 
dagen van de week kunnen geen eensluidende 
uitspraken worden gedaan.15 g
g
g
Naast een geringe uitbreiding van het aantal sig­
nificante maandag-effecten, van 15 naar 16, 
neemt de betrouwbaarheid van deze significantie Tabel 3: Resultaten (t-waarden) van de tweezijdige verschlltoets tussen R-,,m en Rj.to van de 20 onderzochte 
fondsen, berekend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992, waarbij voor de ’fusiefondsen’ een afwijkende 
onderzoeksperiode geldt
Fonds
maandagrendement 
vergeleken met het 
weekrendement 
met uitzondering van 
maandag 
(t=0 en t*=1)
dinsdagrendement 
vergeleken met het 
weekrendement 
met uitzondering van 
dinsdag 
(t=1 en t*=2)
woensdagrendement 
vergeleken met het 
weekrendement 
met uitzondering van 
woensdag 
(t=2 en t*=3)
donderdagrendement 
vergeleken met het 
weekrendement 
met uitzondering van 
donderdag 
(t=3 en t*=4)
vrijdagrendement 
vergeleken met het 
weekrendement 
met uitzondering van 
vrijdag 
(t=4 en t*=5)
ABN Bank
-4,19“
3,44“
1,76
-0,65
-0,43
Ahold
-3,48“
0,96
0,29
1,16
1,06
Akzo
-3,56“
0,44
2,33*
0,11
0,64
Amev
-3,50“
1,67
1,60
0,39
-0,21
Amro Bank
-3,10“
2,90“
1,15
-1,68
0,68
Elsevier
-3,62“
1,45
0,27
0,89
0,99
Gist-brocades
-4,37“
1,64
2,37*
0,90
-0,59
Heineken
-2,90“
-0,02
1,40
0,60
0,89
Hoogovens
-3,39“
1,90
2,07*
1,02
-1,65
KLM
-3,40“
0,78
1,83
0,96
-0,22
Kon. Olie
-1,10
0,78
0,58
-0,01
-0,26
Nat. Ned. -3,00“
-0,81
1,21
1,28
1,27
Nedlloyd
-1,90
1,24
-0,41
0,14
0,93
NMB Postbank 
-3,13“
1,45
1,41
0,28
-0,00
Pakhoed
-4,24“
1,57
0,32
0,65
1,66
Philips
-3,16“
0,87
1,32
0,72
0,20
Robeco
-1,39
-0,79
1,64
0,27
0,25
Rolinco
-0,89
-1,56
1,24
0,40
0,79
Unilever
-2,24*
0,70
1,90
-0,05
-0,34
VNU
-3,34“
1,21
2,19*
0,22
-0,32 Tabel 3: Resultaten (t-waarden) van de tweezijdige verschlltoets tussen R-,,m en Rj.to van de 20 onderzochte 
fondsen, berekend voor de periode 1 juli 1986 tot en met 30 juni 1992, waarbij voor de ’fusiefondsen’ een afwijkende 
onderzoeksperiode geldt 310 nificant negatieve/positieve rendementen bij een onbetrouw­
baarheid van 1% met een ’XX' worden aangeduid. Deze signifi- 
cantieniveaus gelden ook voor de tabellen 2 en 3.
12 In 12 van de 20 gevallen wordt een significant positieve cor­
relatie tussen Rjnlw en Rj'w gevonden.
13 Vergelijk in dit verband voetnoot 10.
14 Hierbij is, op basis van de veronderstelling van een gelijke 
variantie van beide populaties, uitgegaan van de zogenaamde 
'pooled variance’: Noten Bij 
beide toetsen is gebruik gemaakt van de standaarddeviatie. Deze risicomaatstaf wordt in paragraaf 5 besproken. 10 Er is bij deze (hier niet gepubliceerde) analyse voor alle in 
het onderzoek betrokken fondsen per dag gekeken of er sprake 
is geweest van een negatief, positief of onveranderd rende­
ment. Vervolgens zijn deze bedragen per dag gecumuleerd en 
gerelateerd aan het totaal aantal dagelijkse waarnemingen. 11 Significant negatieve/positieve rendementen worden bij een 
onbetrouwbaarheid van 5% aangeduid met een ’X’, terwijl sig- g
,
, pp
Lakonishok, J. en Maberly, E., 'The weekend effect: trading 
patterns of individual and institutional investors’, Journal of 
Finance, 1990, pp. 231-243. L k i h k J
S id S 'A
l
li
l? A ,
, pp
Lakonishok, J. en Smidt, S., 'Are seasonal anomalies real? A 
ninety-year perspective’, Review of Financial Studies, 1988, 
pp. 403-425. Mill
E M ’Wh
k d ff t?’ J
l f P tf li pp
Miller, E.M., ’Why a weekend effect?’, Journal of Portfolio 
Management, 1988, pp. 43-48. O b
M F M ’P i di
i h B
i
i
f g
,
, pp
Osborne, M.F.M., ’Periodic structure in the Brownian motion of 311 juni 1993 nificant negatieve/positieve rendementen bij een onbetrouw­
baarheid van 1% met een ’XX' worden aangeduid. Deze signifi- 
cantieniveaus gelden ook voor de tabellen 2 en 3. 12 In 12 van de 20 gevallen wordt een significant positieve cor­
relatie tussen Rjnlw en Rj'w gevonden. 13 Vergelijk in dit verband voetnoot 10. 14 Hierbij is, op basis van de veronderstelling van een gelijke 
variantie van beide populaties, uitgegaan van de zogenaamde 
'pooled variance’: (n..i -  1) s2m*i + (n» -  1) s2i.io 
ö ~ 
nt*i + n» -  2 waarin:
t waarin: aa
n» = aantal waarnemingen van de overige dagen in de tweede 
steekproef. n» = aantal waarnemingen van de overige dagen in de tweede 
steekproef. 15 H t l l t
d
d
t lli
lijk
i n» = aantal waarnemingen van de overige dagen in de tweede 
steekproef. H
l l
d
d
lli
lijk
i p
15 Het loslaten van de veronderstelling van een gelijke varian­
tie, waarbij niet langer gebruik gemaakt kan worden van de 
eerder genoemde ’pooled variance’, levert dezelfde conclusies 
op. p
15 Het loslaten van de veronderstelling van een gelijke varian­
tie, waarbij niet langer gebruik gemaakt kan worden van de 
eerder genoemde ’pooled variance’, levert dezelfde conclusies 
op. 312 juni 1993