NOTE SUR L EFFET JOUR

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1 NOTE SUR L EFFET JOUR NOTE SUR L EFFET JOUR Robert Mathieu (Wilfrid Laurier University) 1 et Suzanne Paquette (Université Laval et CRÉFA) Résumé. Nous réexaminons l effet jour sur le rendement des actions et son lien avec la taille des firmes. Nos tests révèlent une persistance de l effet jour pour les petites firmes alors que l effet aurait diminué pour les grandes firmes au fil des années 80 pour se renverser durant la période En effet, pour les grandes firmes, les rendements moyens du lundi, au cours de la dernière sous-période, s avèrent positifs et supérieurs à ceux des autres jours ouvrables alors que, pour les petites firmes et pour la même période, les résultats diffèrent selon la stratégie de composition des portefeuilles (équipondérés versus valopondérés). Pour l essentiel, nos résultats indiquent que l effet taille est en relation avec l effet jour. I. INTRODUCTION De nombreuses études révèlent un effet jour à la bourse, voulant que les actions affichent, pour certains jours de la semaine, un rendement moyen statistiquement différent: pour l essentiel, les actions auraient un rendement moyen faible, ou négatif, le lundi alors que le rendement journalier moyen le plus élevé tomberait le mercredi ou le vendredi. 2,3 L explication demeure controversée même si plusieurs écrits ont tenté de la relier à la taille des firmes (Gibbons et Hess, 1981; Keim et Stambaugh, 1984; Rogalski, 1984), à la nature et à la chronologie de 1 Robert Mathieu est professeur assistant au School of Business and Economics, Wilfrid Laurier University, Waterloo, Ontario, N2L 3C5, tél.: (519) , poste 3142, fax: (519) , rmathieu@wlu.ca. Suzanne Paquette est professeure agrégée au Département des sciences comptables, Faculté des sciences de l administration, Université Laval, Québec, G1K 7P4, tél.: (418) , fax: (418) , Suzanne.Paquette@ctb.ulaval.ca. Les auteurs remercient M. Fred Shen ainsi que les lecteurs de Finéco pour leurs suggestions et commentaires pertinents. 2 Lire Cross (1973), French (1980), Gibbons et Hess (1981), Lakonishok et Levi (1982) et Jaffe et Westerfield (1985). 3 L effet jour évoque tantôt un effet weekend, un effet lundi ou l effet d un autre jour, mais il se traduit dans tous les cas par une rentabilité faible ou négative en début de semaine compensée par une rentabilité subséquente accrue. FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre

2 ROBERT MATHIEU ET SUZANNE PAQUETTE l information diffusée par les firmes (Peterson, 1990; Damodaran, 1989; Schatzberg et Datta, 1992) ou encore à l écart vendeur-acheteur (Fortin, 1990). De récents travaux confirment la persistance de l effet jour, soit à l aide de nouvelles bases de données, soit en utilisant de nouvelles méthodologies (voir Louvet et Taramasco, 1992). Ainsi, par exemple, en analysant les données du Dow Jones Industrial Average échelonnées sur une période de 90 ans (1897 à 1986), Lakonishok et Smidt (1988) ont constaté que des rendements moyens anormaux pour les jours précédant et suivant le weekend étaient présents pour la majorité des sous-périodes étudiées. Wingender et Groff (1989) ont démontré, par une analyse de dominance stochastique couvrant la période de 1962 à 1985, que l effet jour traité dans des études précédentes par une analyse moyenne - variance tenait toujours aux États-Unis. Une telle persistance a également été rapportée sur différents marchés mondiaux (Dubois et Louvet, 1996). Wang et al. (1997) trouvent que l effet jour est plus présent pendant les deux dernières semaines du mois, les rendements des trois premiers lundis du mois étant statistiquement nuls. Notre propos vise à faire le point sur l effet jour et son lien avec la taille des firmes à l aide de données récentes (jusqu en 1995). Alors que les écrits ont rapporté une diminution importante de l effet jour au fil des années et ce, particulièrement aux États-Unis, nos résultats ne soutiennent pas entièrement cette conclusion. 4 En effet, nos résultats indiquent que l effet jour persiste toujours dans le cas des portefeuilles des plus petites firmes pour toutes les sous-périodes et pour la période entière ( ). Par contre, le phénomène disparaît dans le cas des portefeuilles des plus grandes firmes au cours des deux dernières sous-périodes ( et ). Curieusement, pour la sous-période , les résultats pour les plus grandes firmes indiquent que les rendements moyens du lundi sont positifs et même plus élevés que les rendements moyens de toute autre journée ouvrable. Ces résultats suggèrent un changement dans les rapports entre les rendements quotidiens des actions des plus grandes firmes. Cependant, l hypothèse selon laquelle ces rendements sont conformes à la période de détention n est pas soutenue. Par ailleurs, dans le cas des plus petites firmes, les résultats révèlent que les rendements moyens du lundi sont plus élevés pour les portefeuilles composés selon une stratégie active (portefeuilles équipondérés) que pour les portefeuilles (valopondérés) liés à une stratégie passive. Ces résultats sont contraires à ceux de Gibbons et Hess (1981). Toutefois, ils s y conforment en ce qui a trait aux rende- 4 Voir les travaux de Connolly (1989, 1991), Schatzberg et Datta (1992), Chang, Pinegar et Ravichandran (1993) et Dubois et Louvet (1996). 68 FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre 1997

3 NOTE SUR L EFFET JOUR ments moyens du vendredi plus élevés pour les équipondérés que les valopondérés, ce qui s accorde à la relation connue entre la taille des firmes et le phénomène étudié. Enfin, nous contrôlons l effet de taille de façon plus serrée grâce à notre recomposition des portefeuilles sur une base quotidienne contrairement à la recomposition mensuelle ou annuelle de la plupart des études antérieures. La section II comprend une description des données. Des hypothèses liées aux rapports entre les rendements quotidiens des actions sont testées à la section III. La conclusion est présentée à la section IV. II. DONNÉES ET CALCUL DES RENDEMENTS QUOTIDIENS Les données proviennent du fichier CRSP et couvrent la période La capitalisation boursière de chaque firme est calculée à chaque fermeture de jour ouvrable et ordonnée de façon décroissante. Les titres sont regroupés en déciles des plus petites et plus grandes firmes selon une stratégie active (portefeuilles équipondérés) et une stratégie passive (portefeuilles valopondérés). Les rendements quotidiens sont ensuite calculés. 5 Les quatre portefeuilles distincts, recomposés quotidiennement, sont identifiés par PEQUI(G) et PEQUI(P) pour les portefeuilles équipondérés composés des 1 er et 10 e déciles respectivement, et par PVALO(G) et PVALO(P) pour les portefeuilles valopondérés des 1 er et 10 e déciles. 6,7 La composition des portefeuilles selon la taille des firmes a pour but de relier l effet jour à l effet taille identifié par Banz (1981), lequel a trouvé que le rendement moyen des petites firmes est supérieur au rendement attendu selon un modèle classique ( CAPM). Fama et French (1992) trouvent aussi que la taille des firmes constitue l un des facteurs de risque expliquant la variation transversale des cours boursiers. Plusieurs auteurs rapportent également une relation entre l effet taille et l effet jour. 8 Notre propos vise à analyser cette relation de façon plus serrée à l aide de données récentes. 5 Les rendements sont ainsi calculés: R = ln [( P + D ) P it it it it 1 ] où R, P, et D it it it sont respectivement le rendement, le cours et le dividende d une action i à une période étant tp, it 1 son cours à t-1. Comme dans les autres études du domaine (French, 1980, par exemple), la normalité des résidus, l homovariance et l indépendance sont tenues pour acquises. Notons que le rendement moyen calculé pour le lundi inclut le rendement du weekend. 6 G et P symbolisent respectivement grandes et petites firmes. 7 Keim et Stambaugh (1984) regroupent les firmes en 10 portefeuilles (à l aide du fichier CRSP) qu ils recomposent sur une base annuelle. 8 Voir Gibbons et Hess (1981), Keim et Stambaugh (1984) et Pettengill (1989). FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre

4 ROBERT MATHIEU ET SUZANNE PAQUETTE Le tableau 1 contient les rendements moyens quotidiens (en pourcentage) de chaque portefeuille pour la période et toutes ses sous-périodes. 9 La partie A porte sur les rendements quotidiens des grandes firmes et montre que, pour la période entière, les rendements moyens du lundi sont statistiquement négatifs et inférieurs aux rendements moyens des autres jours ouvrables. De plus, pendant les premières sous-périodes (jusqu en 1975), les rendements moyens du lundi sont aussi statistiquement négatifs à l exception de la sous-période Ces résultats confirment ceux des études antérieures. Toutefois, et curieusement d ailleurs, les rapports entre les rendements quotidiens ont changé radicalement pour la plus récente sous-période ( ). En effet, de statistiquement négatifs les rendements moyens du lundi deviennent alors statistiquement positifs (au seuil de 1%) et supérieurs aux rendements moyens de toute autre journée de la semaine, tant pour les portefeuilles équipondérés que valopondérés. Bien que des écrits signalent une diminution de l effet jour, aucun n indique un tel renversement. Celuici nous incite d ailleurs à éprouver à la section III l hypothèse suivante: toute égalité par ailleurs, le rendement moyen supérieur du lundi lié aux grandes firmes résulte de l addition des rendements du weekend et du lundi. Nos résultats diffèrent dans le cas des portefeuilles des plus petites firmes (partie B). Pour les portefeuilles équipondérés, les rendements moyens du lundi sont statistiquement positifs pour la période entière et pour les sous-périodes et En conformité avec les écrits (notamment, de Keim et Stambaugh, 1984), nos résultats pour les plus petites firmes équipondérées indiquent bien que les rendements moyens tendent à augmenter au fil de la semaine, les rendements moyens du vendredi étant les plus élevés, ce qui n est toutefois pas le cas pour nos portefeuilles des plus grandes firmes. 10 Quant aux portefeuilles valopondérés des plus petites firmes, les rendements moyens du lundi sont statistiquement négatifs seulement pour la sous-période Cependant, les rapports entre les rendements quotidiens sont tels qu attendus selon l effet jour connu. 9 Nous avons adopté la procédure standard voulant que les rendements des journées qui suivent un jour férié soient exclus des calculs. 10 Selon Keim et Stambaugh (1984), les rendements moyens de tous les portefeuilles, grands et petits, tendent à augmenter au fil de la semaine. 70 FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre 1997

5 NOTE SUR L EFFET JOUR TABLEAU 1 Rendement moyen a (en pourcentage) selon le jour pour le portefeuille des plus grandes et plus petites firmes Lundi weekend compris Mardi Mercredi Jeudi Vendredi PEQUI b PVALOb PEQUI PVALO PEQUI PVALO PEQUI PVALO PEQUI PVALO PARTIE A: CAS DES PLUS GRANDES FIRMES (1 er DÉCILE) ** -0,06* 0,05* 0,06** 0,11** 0,11** 0,05** 0,04* ** 0,05** ,05-0,06 0,06 0,06 0,11** 0,12** 0,05 0,05 0,12** 0,13** ,18** -0,19** 0,00 0,00 0,16** 0,17** 0,02 0, ,17* -0,16* -0,01 0,03 0,04 0,05 0,09 0,08 0, ,04-0,01 0,08 0,08 0,14** 0,14** -0,01-0,03 0,10* ,06-0,02 0,08 0,06 0,06 0,12* 0,09 0, ,11-0,10 0,10 0,15** 0,17** 0,15* -0,01-0,00 0,08 0, ,12** 0,15** 0,05 0,05 0,09** 0,09* 0,06-0,00-0,03 PARTIE B: CAS DES PLUS PETITES FIRMES (10 e DÉCILE) ,06* -0,03 0,11** 0,04* 0,27** 0,19** 0,29** 0,22** 0,46** 0,37** ,10* 0,04 0,11* 0,08 0,24** 0,21** 0,27** 0,24** 0,39** 0,34** ,01-0,02-0,01-0,03 0,25** 0,24** 0,23** 0,21** 0,33** 0,31** ,01 0,09 0,03 0,16** 0,10 0,22** 0,18** 0,48** 0,43** ,10 0,05 0,15** 0,11* 0,29** 0,25** 0,29** 0,24** 0,42** 0,39** ,02-0,03 0,04 0,21** 0,14** 0,26** 0,21** 0,41** 0,34** ,09-0,25** 0,08-0,06 0,29** 0,18** 0,30** 0,16** 0,54** 0,35** ,24** 0,01 0,26** 0,10* a Les rendements pour les jours qui suivent un jour férié sont exclus. b Par PEQUI (PVALO), on signifie portefeuille équipondéré (valopondéré). *(**) Test bilatéral significatif au seuil de 5% (1%) (Hypothèse nulle: Moyenne = 0). 0,42** 0,24** 0,48** 0,31** 0,62** 0,40** Notons que, pour la plus récente sous-période, les rendements moyens du lundi et du vendredi sont significativement supérieurs pour les portefeuilles équipondérés (davantage influencés par les petites firmes) que pour les portefeuilles valopondérés (dominés par les grandes firmes). Ainsi, l évolution des rendements du lundi (ou du vendredi) infirme (ou confirme) les résultats de Gibbons et Hess (1981). Il appert donc que le choix de la pondération des portefeuilles influe sur les résultats des tests empiriques, confirmant ainsi la relation entre la taille des firmes et l effet jour. FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre

6 ROBERT MATHIEU ET SUZANNE PAQUETTE III. ANALYSE DES RAPPORTS ENTRE LES RENDEMENTS QUOTIDIENS Tests de l hypothèse de l égalité des rendements quotidiens attendus Pour tester l effet jour, nous avons éprouvé l hypothèse d égalité des rendements quotidiens moyens en estimant, à l instar de French (1980), les paramètres du modèle suivant: R t = δ t + β 2 d 2t + β 3 d 3t + β 4 d 4t + β 5 d 5t + e t où R t est le rendement du portefeuille d actions pertinent (PEQUI(G), PEQUI(P), etc.) et les variables dichotomiques (d) prennent la valeur de un s il s agit du rendement du jour concerné et de zéro autrement (d 2t pour mardi, d 3t pour mercredi, etc.). Le rendement attendu pour le lundi, weekend compris, est estimé via δ 1 tandis que β 2 à β 5 représentent la différence entre le rendement attendu du lundi et le rendement attendu de chacun des autres jours de la semaine. 11 Si les rendements attendus des actions sont égaux de jour en jour, les coefficients β 2 à β 5 devraient tendre vers zéro. Les résultats de la régression apparaissent au tableau 2. Dans le cas des portefeuilles équipondérés des plus grandes firmes (PEQUI(G)), les résultats indiquent que l hypothèse d égalité des rendements attendus pour les jours ouvrables peut être rejetée pour la période entière ( ) et pour ses sous-périodes sauf pour La statistique F est significative à un seuil de 5% ou de 1%. Les résultats sont similaires dans le cas des portefeuilles valopondérés des plus grandes firmes (PVALO(G)): la statistique F est significative pour la période entière et durant la majorité des sous-périodes, l exception valant pour , et Toutefois, bien que la statistique F soit significative pour la sous-période , les rapports entre les rendements quotidiens des actions y sont opposés à ceux des autres sous-périodes: les rendements moyens du lundi sont supérieurs aux rendements moyens des autres jours ouvrables. Dans le cas des plus petites firmes, l hypothèse de coefficients β 2 à β 5 nuls est rejetée au seuil de 1% pour les portefeuilles équipondérés et valopondérés pour la période entière et toutes ses sous-périodes., 11 Rogalski (1984) et Harris (1986) ont décomposé le rendement global du lundi entre le rendement du weekend et celui du lundi, ce dernier se restreignant au rendement généré entre l ouverture et la fermeture du marché le lundi. Notre fichier de données ne nous permet pas de faire cette distinction. Nos mesures de rendement dit du lundi englobent donc et weekend et lundi. 72 FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre 1997

7 NOTE SUR L EFFET JOUR Dans leur ensemble, les résultats suggèrent que l effet jour tel que rapporté dans les écrits existe toujours dans le cas des plus petites firmes mais que les rapports entre les rendements quotidiens des actions se modifient et se renversent même dans le cas des plus grandes firmes. En effet, les rendements moyens du lundi pour les portefeuilles des plus grandes firmes sont statistiquement supérieurs à zéro pour la dernière sous-période étudiée ( ), et sont même supérieurs aux rendements moyens de toute autre journée de la semaine. Ainsi, semble-t-il, les grandes firmes ne subiraient plus l effet jour classique. Tests du rendement conforme à la période de détention L hypothèse selon laquelle le rendement journalier des actions serait conforme à la période de détention veut que le rendement moyen du lundi soit supérieur aux rendements moyens des autres jours de la semaine puisqu il est gonflé du rendement du weekend. Cette hypothèse a été examinée et rejetée dans des recherches précédentes (French, 1980; Oldfield et Rogalski, 1980). Néanmoins, il devient intéressant de la retester puisque les rendements moyens du lundi observés au cours de la sous-période pour les portefeuilles des plus grandes firmes s avèrent statistiquement positifs au seuil de 1% et supérieurs aux rendements moyens pour toute autre journée de la semaine. La régression selon le modèle suivant est utilisée: R t = δ( 1 + 2d 1t ) + β 2 d 2t + β 3 d 3t + β 4 d 4t + β 5 d 5t + e t, où d 1t prend la valeur de un quand le jour t est un lundi et de zéro autrement. Dans ce cas-ci, δ mesure un tiers du rendement attendu du lundi au sens global. Les coefficients β 2 à β 5 représentent la différence entre la fraction du rendement attendu pour le lundi et le rendement attendu de chacun des autres jours ouvrables de la semaine. Si l hypothèse voulant que le rendement journalier soit conforme à la période de détention est valable, les coefficients β 2 à β 5 devraient tendre vers zéro. Les résultats présentés au tableau 3 ne supportent pas l hypothèse pour la sous-période analysée. Par conséquent, même si les rendements attendus du lundi pour la sous-période sont supérieurs aux rendements attendus des autres jours pour les plus grandes firmes, ils ne semblent pas compenser pour une plus longue période de détention. FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre

8 ROBERT MATHIEU ET SUZANNE PAQUETTE TABLEAU 2 Tests de l hypothèse de l égalité des rendements des jours ouvrables a R t = δ t + β 2 d 2t + β 3 d 3t + β 4 d 4t + β 5 d 5t + e t Période Lundi weekend compris Mardi Mercredi Jeudi Vendredi Statistique F b PEQUI PVALO PEQUI PVALO PEQUI PVALO PEQUI PVALO PEQUI PVALO PEQUI PVALO PARTIE A: CAS DES PLUS GRANDES FIRMES (1 er DÉCILE) ,058 0,122 0,122 0,183 0,166 0,120 0,097 0,144 0,112 11,154** 8,690** ,053-0,059 0,112 0,121 0,163 0,178 0,101 0,107 0,172 0,186 6,080** 5,941** ,183-0,189 0,185 0,193 0,345 0,356 0,204 0,222 0,254 0,258 6,424** 6,526** ,167-0,158 0,153 0,189 0,209 0,208 0,259 0,239 0,234 0,199 2,474** 1, ,042-0,014 0,121 0,093 0,185 0,154 0,037-0,019 0,140 0,089 3,385** 2,650* ,058-0,024 0,136 0,095 0,123 0,082 0,174 0,116 0,152 0,098 2,446* 1, ,110-0,103 0,212 0,252 0,280 0,250 0,104 0,103 0,187 0,151 2,278 2, ,120 0,146-0,069-0,096-0,027-0,058-0, ,123-0,173 4,075** 4,510** 74 FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre 1997

9 NOTE SUR L EFFET JOUR TABLEAU 2 (Suite) Période Lundi incluant le weekend Mardi Mercredi Jeudi Vendredi Statistique F b PEQUI PVALO PEQUI PVALO PEQUI PVALO PEQUI PVALO PEQUI PVALO PEQUI PVALO PARTIE B: CAS DES PLUS PETITES FIRMES (10 e DÉCILE) ,062-0,030 0,045 0,067 0,205 0,221 0,231 0,249 0,399 0,396 56,329** 58,473** ,101 0,039 0,009 0,045 0,143 0,175 0,173 0,198 0,293 0,303 37,044** 27,542** ,008-0,020-0,019-0,012 0,243 0,258 0,219 0,226 0,320 0,330 10,798** 9,263** ,70 0,009 0,023 0,023 0,088 0,089 0,152 0,167 0,409 0,418 15,041** 10,983** ,105 0,049 0,044 0,060 0,189 0,197 0,182 0,195 0,320 0,343 28,660** 21,773** ,019-0,027 0,051 0,064 0,187 0,168 0,238 0,233 0,394 0,367 29,424** 19,557** ,095-0,249 0,174 0,193 0,383 0,427 0,390 0,407 0,636 0,595 25,949** 14,361** ,239 0,011 0,020 0,093 0,179 0,225 0,237 0,301 0,385 0,388 77,010** 42,179** a Rt est le rendement du portefeuille pertinent (PEQUI(G), PEQUI(P), etc.) et les variables dichotomiques prennent la valeur de un et de zéro autrement (d 2t = mardi, d 3t = mercredi, etc.). Le rendement attendu du lundi est calculé par δ tandis que β t 2 à β 5 représentent la différence entre le rendement attendu du lundi et le rendement attendu de chacun des autres jours ouvrables. Les rendements pour les jours qui suivent un jour férié sont exclus. b La statistique F teste l hypothèse que les coefficients à sont nuls. * F 4,1,000 (95%) = 2.37 ** F 4,1,000 (99%) = 3.32 β 2 β 5 FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre

10 ROBERT MATHIEU ET SUZANNE PAQUETTE TABLEAU 3 Tests du rendement conforme à la période de détention a b R t = δ( 1 + 2d 1t ) + β 2 d 2t + β 3 d 3t + β 4 d 4t + β 5 d 5t + e t δ β 2 β 3 β 4 β 5 Statistique F c PEQUI(G) ,040 0,011 0,053 0,030-0,044 3,025** PVALO(G) ,049 0,001 0,039 0, ,698** PEQUI(P) ,080 0,180 0,338 0,396 0,544 97,592** PEQUI(P) ,004 0,100 0,232 0,309 0,395 54,251** a b c L hypothèse du rendement journalier basé sur la période de détention suppose que le rendement moyen du lundi (weekend compris) est supérieur aux rendements moyens des autres jours de la semaine puisqu il s étend sur trois jours. R t est le rendement du portefeuille pertinent (PEQUI(G), PEQUI(P), etc.) et les variables dichotomiques prennent la valeur de un si le rendement est observé pendant cette journée et de zéro autrement (d 1t = lundi, d 2t = mardi, d 3t = mercredi, etc.). Dans ce cas-ci, δ mesure un tiers du rendement attendu du lundi. Les coefficients β 2 à β 5 représentent la différence entre la fraction du rendement attendu du lundi et le rendement attendu de chacun des autres jours ouvrables de la semaine. Si l hypothèse que le rendement journalier se conforme à la période de détention tient, les coefficients β 2 à β 5 devraient tendre vers zéro. Les rendements pour les jours qui suivent un jour férié sont exclus. La statistique F teste l hypothèse que les coefficients β 2 à β 5 sont nuls. * F 4,1,000 (95%) = 2,37 ** F 4,1,000 (99%) = 3,32 76 FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre 1997

11 NOTE SUR L EFFET JOUR IV. CONCLUSION Notre souci a été de faire le point sur l effet jour et sur son lien avec la taille des firmes à l aide de données récentes. Alors que bien des auteurs ont conclu à une diminution importante de l effet jour au fil des ans, nos résultats ne soutiennent pas entièrement cette conclusion. Il est vrai qu ils confirment la diminution de l effet jour au cours des années 80 dans le cas des plus grandes firmes. En effet, l hypothèse de l égalité des rendements attendus pour les jours ouvrables ne peut être rejetée pour la sous-période sans égard à la stratégie de la composition des portefeuilles. Le résultat le plus frappant est le renversement de l effet jour dans le cas des plus grandes firmes pour la dernière sous-période analysée ( ). Contrairement au phénomène observé antérieurement, les résultats révèlent que les rendements moyens du lundi (weekend compris) sont positifs et statistiquement supérieurs aux rendements de tout autre jour ouvrable alors que, dans les études antérieures, les rendements du mercredi et du vendredi sont supérieurs aux rendements de tout autre jour. De plus, les résultats ne se conforment pas à l hypothèse voulant que le rendement moyen du lundi soit supérieur aux rendements moyens des autres jours du fait d une détention plus longue. Notre étude révèle donc que les rapports entre les rendements moyens des jours de la semaine auraient changé dans le cas des portefeuilles des plus grandes firmes. Dans le cas des plus petites firmes, l hypothèse de l égalité des rendements attendus pour les jours ouvrables n est soutenue par nos résultats en aucune souspériode. De plus, les résultats pour la plus récente d entre elles diffèrent selon la méthode de composition des portefeuilles. En effet, alors que les recherches précédentes ne révélent aucune différence statistique entre les rendements attendus pour le lundi calculés à partir de portefeuilles équipondérés et valopondérés, notre étude fait ressortir une différence statistique pour la sous-période Il serait donc opportun, selon nous, de tester la validité des résultats connus en fonction des stratégies de composition de portefeuilles, et cela, afin de contrôler pour l effet taille. FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre

12 ROBERT MATHIEU ET SUZANNE PAQUETTE BIBLIOGRAPHIE Banz, R.W., 1981, The Relationship Between Return and Market Value of Common Stock, Journal of Financial Economics 9, Chang, E.C., Pinegar, J.M. et R. Ravichandran, 1993, International Evidence on the Robustness of the Day-of-the-Week Effect, Journal of Financial and Quantitative Analysis 28, Connolly, R., 1989, An Examination of the Robustness of the Week-end Effect, Journal of Financial and Quantitative Analysis 24, Connolly, R., 1991, A Posterior Odds Analysis of the Week-end Effect, Journal of Econometrics 49, Cross, F., 1973, The Behavior of Stock Prices on Fridays and Mondays, Financial Analysts Journal 29, Damodaran, A., 1989, The Week-end Effect in Information Releases: A Study of Earnings and Dividend Announcements, The Review of Financial Studies 2, Dubois, M. et P. Louvet, 1996, The Day-of-the-Week Effect: The International Evidence, Journal of Banking and Finance 20, Fama, E.F. et K.R. French, 1992, The Cross-Section of Expected Stock Returns, The Journal of Finance 47, Fortin, R., 1990, Transaction Costs and Day-of-the-Week Effects in the OTC/ NASDAQ Equity Market, The Journal of Financial Research 13, French, K.R., 1980, Stock Returns and the Week-end Effect, Journal of Financial Economics 8, Gibbons, M.R. et P. Hess, 1981, Day of the Week Effects and Asset Returns, Journal of Business 54, Harris, L., 1986, A Transaction Data Study of Weekly and Intradaily Patterns in Stock Returns, Journal of Financial Economics 16, Jaffe, J. et R. Westerfield, 1985, The Week-end Effect in Common Stock Returns: The International Evidence, The Journal of Finance 40, Keim, D.B. et R.F. Stambaugh, 1984, A Further Investigation of the Weekend Effect in Stock Returns, The Journal of Finance 39, FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre 1997

13 NOTE SUR L EFFET JOUR Lakonishok, J. et M. Levi, 1982, Weekend Effects on Stock Returns: A Note, The Journal of Finance 37, Lakonishok, J. et S. Smidt, 1988, Are Seasonal Anomalies Real? A Ninety-Year Perspective, The Review of Financial Studies 1, Louvet, P. et O. Taramasco, 1992, L effet jour de la semaine à la bourse de Paris: un effet transactionnel, Journal de la Société statistique de Paris 133-2, Oldfield, G.S. et R.J. Rogalski, 1980, A Theory of Common Stock Returns over Trading and Non-Trading Periods, The Journal of Finance 35, Peterson, D., 1990, Stock Return Seasonalities and Earnings Information, Journal of Financial and Quantitative Analysis 25, Pettengill, G.N., 1989, Holiday Closings and Security Returns, The Journal of Financial Research 12-1, Rogalski, R.J., 1984, New Findings Regarding Day-of-the-Week Returns over Trading and Non-Trading Periods: A Note, The Journal of Finance 39, Schatzberg, J.D. et P. Datta, 1992, The Weekend Effect and Corporate Dividend Announcements, The Journal of Financial Research 15, 1, Wang, K., Li, Y. et J. Erickson, 1997, A New Look at the Monday Effect, The Journal of Finance 52, Wingender, J. et J.E. Groff, 1989, On Stochastic Dominance Analysis of Day-ofthe-Week Return Patterns, The Journal of Financial Research 12-1, FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre

14 ROBERT MATHIEU ET SUZANNE PAQUETTE LONG SUMMARY Note on the Day-of-the-Week Effect Robert Mathieu (Wilfrid Laurier University) and Suzanne Paquette (Université Laval and CRÉFA) Numerous studies have documented a day-of-the-week effect in stock returns. Specifically, stock return patterns have been characterized by low or negative average returns on Mondays, whereas average Wednesday or Friday returns have tended to be the most positive. Furthermore, the magnitude of the day-of-the-week effect has been found to be related to firm size as well as diminishing over time, at least in the United States. Although several explanations for this phenomenon have been considered, the anomaly remains an unresolved issue. This paper uses the most recent available U.S. data to re-examine the day-of-the-week effect and its interaction with firm size. Using data drawn from the CRSP daily stock files, for 1962 to 1995, returns are analyzed for both a large- and a small-firm portfolio and under both an active trading strategy (equally-weighted portfolio) and a passive trading strategy (valueweighted portfolio). These portfolios are updated daily. Table 1 presents mean daily returns (in percent) for each of the portfolios. With respect to the largest firm portfolios (1 st decile) (see Panel A), for the overall period, the average Monday returns are significantly negative and are lower than the average returns for the other trading days. Furthermore, over the earlier subperiods (including the period up to 1975), the average Monday returns are negative and statistically significant except in the sub-period These results are consistent with those of prior studies, for both the equally-weighted and valueweighted portfolios. Surprisingly, however, over the most recent sub-period, , the pattern in daily stock returns has reversed. In fact, the average Monday returns in that sub-period are significantly positive (at the 1% level) and are higher than the average returns on any other day of the week. This finding has not been previously documented and raises an interesting question as to whether Monday returns represent three day returns. This hypothesis is formally tested as described below. Results differ for the smallest firm portfolios (10 th decile: see Panel B). For the equally-weighted portfolio (PEQUI), the average Monday returns are positive 80 FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre 1997

15 ROBERT MATHIEU ET SUZANNE PAQUETTE and statistically different from zero in the overall period and in the sub-periods and Consistent with previous studies, the average returns tend to increase as the week progresses with Friday returns being the highest. With respect to the value-weighted portfolio of the smallest firms (PVALO), the average Monday returns are negative and statistically different from zero in only one subperiod, However, the pattern in weekly stock returns is consistent with the day-of-the-week effect. Furthermore, contrary to the pattern observed by Gibbons and Hess (1981), this study finds that, in the sub-period , the average Monday returns are larger for the equally-weighted portfolio (which is more influenced by the smallest firms in the sub-group) than for the value-weighted portfolio (which is dominated by the largest firms). However, consistent with Gibbons and Hess, the average Friday returns in the last two sub-periods are larger when the portfolio is equallyweighted rather than value-weighted. Thus, it seems that the method chosen to construct the portfolios may have an impact on the observed results, confirming the interaction between the day-of-the-week effect and firm size. The day-of-the-week effect is explicitly tested using the trading time model in which expected stock returns are assumed to be equal on different days of the week. The regression results, presented in Table 2, indicate that for the large firms, the trading time hypothesis can be rejected during the overall period and in all of the sub-periods except in the sub-period from 1986 to 1990 for the equally-weighted portfolio and in the sub-periods , , and for the value-weighted portfolio. Note, however, that for both types of portfolios, although the F-statistic is significant in the sub-period , the pattern of stock returns in that sub-period is different from that of the other sub-periods (as noted above). Thus, the emerging pattern for large firms does not reflect the pattern typically known as the day-of-the-week effect. Results are stronger for the small firm portfolios; that is, the trading time hypothesis is rejected at the 1% significance level for both the equally-weighted and value-weighted portfolios, in all periods. This result indicates that the decrease in the day-of-the-week effect documented in the U.S. may apply mostly to larger firms. The calendar time view, which would have higher expected returns on Monday to compensate for the longer holding period, has been tested and rejected in prior studies. Nevertheless, since our findings indicate that the observed Monday returns for the large firm portfolios in the last sub-period are positive and higher than the average return in any other day, the calendar time model is re-tested. The results, presented in Table 3, indicate that the calendar time model is again rejected for the sub-period analyzed, although the results are weaker for the large firms 81 FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre 1997

16 NOTE SUR L EFFET JOUR when the portfolio is equally-weighted rather than value-weighted. As a result, the longer holding period does not explain the higher expected returns observed on Mondays for the last sub-period. FINÉCO, vol. 7, N o 1, 1 er semestre