affiliate marketing كتب وابحاث فى المحاسبة والمراجعة : اختبار كفاءة سوق فلسطين للأوراق المالية

دعم المدونة

الاثنين، 25 فبراير، 2013

اختبار كفاءة سوق فلسطين للأوراق المالية


اختبار كفاءة سوق فلسطين للأوراق المالية
على المستوى الضعيف
Testing the Weak-Form Efficiency
For Palestine Stock Market
الملخص:
تهدف هذه الدراسة إلى اختبار كفاءة سوق فلسطين للأوراق المالية على المستوى الضعيف، وباستخدام العوائد اليومية (الأصلية والمعدّلة بأثر عدم تكرار (ضعف) التداول) لمؤشر القدس خلال الفترة 1997-2008، وخمس مؤشرات قطاعية مدرجة في السوق خلال الفترة 2006-2008، وتطبيق أربع أساليب إحصائية مختلفة هي : الارتباط المتسلسل، والتكرارات، وجذر الوحدة، ونسبة التباين، توصلت الدراسة إلى أن سوق فلسطين للأوراق المالية غير كفؤ على المستوى الضعيف نتيجة الخصائص المتعلقة به كضعف السيولة والتداول، وهذه النتيجة غير بعيدة عن نتائج الدراسات التي تمت في معظم الأسواق الناشئة.
الكلمات المفتاحية : سوق فلسطين للأوراق المالية، الكفاءة على المستوى الضعيف، عدم تكرار (ضعف) التداول، اختبار جذر الوحدة، اختبار نسبة التباين.

Abstract
This study aims at testing the weak form efficiency for Palestine Stock Market, using daily returns (observed and corrected for infrequent (thin) trading) for Al-Quds Index over the period 1997-2008, and five represented sectors indexes over the period 2006-2008. By applying four tests, namely: Auto correlation, Runs, Unit Root, and Variance Ratio tests, the empirical results, in general, reject the null hypothesis of weak form market efficiency for the market, due to its inherent characteristics, such as low liquidity and infrequent (thin) trading.
Key words: Palestine Stock Market, Weak –form efficiency, Infrequent (thin) trading, Unit Foot test, Variance Ratio test.









المقدمة:
تعد كفاءة الاسواق المالية من الموضوعات التي اثارت ولا تزال تثير جدلاً واسعاً بين المهتمين، فقد دخلت فرضية كفاءة الاسواق المالية بقوة الى الادب المالي خلال العقود القليلة بسبب اهميتها التطبيقية، وقد عرّف فاما (1970) السوق الكفوء Efficient Markets بأنه السوق الذي يعكس بشكل كامل جميع المعلومات المتاحة، سواء تمثلت تلك المعلومات في القواعد المالية او في المعلومات التي تبثها وسائل الاعلام او في السجل التاريخي لاسعار الاسهم في الفترات الماضية، أو غير ذلك من المعلومات التي تؤثر على القيمة السوقية للاسهم نتيجة لقرارات بعض المستثمرين، ولذلك قام فاما (1970) بتصنيف فرضية كفاءة السوق المالي Efficient Market Hypotheses الى ثلاث مستويات، اعتماداً على مدى توفّر المعلومات في السوق، المستوى الضعيف Weak Form، والمستوى شبه القوي Semi – Strong  Form، والمستوى القوي Strong Form.
        وقد تم اختبار فرضية كفاءة الاسواق المالية التي اقترحها فاما بشكل واسع في الاسواق المالية المتطورة والناشئة على حد سواء، حيث ركّزت الدراسات التي تمت في الاسواق الناشئة، على وجه الخصوص، على المستوى الضعيف وهو المستوى الادنى من المستويات الثلاث، ذلك لانه إذا لم يتم إثبات دليل يدعم المستوى الضعيف من الكفاءة فليس من الضروري اختبار الكفاءة على المستوى الاوسع سواء شبه القوي أو القوي.
ومع أن العديد من الدراسات قامت باختبار الكفاءة على المستوى الضعيف في الأسواق الناشئة، ودلّت نتائجها على اختلاف في مستوى الكفاءة من سوق لأخر، وكانت معظمها غير كفؤة على المستوى الضعيف ، إلا أن الباحث لم يجد اي دراسة تتعلق بسوق فلسطين للاوراق المالية حيث تناولت الدراسات التي تمت على سوق فلسطين للاوراق المالية الجوانب التنظيمية والتشريعية والوصفية للاسواق متجاهلة الأساليب التحليلية والقياسية في الحكم على كفاءة السوق ، ولذلك تهدف هذه الدراسة الى اختبار كفاءة سوق فلسطين للاوراق المالية على المستوى الضعيف، على افتراض ان اسعار الاسهم في الاسواق تتصف بالاستقلالية وتحدد بشكل عشوائي. ولتحقيق هذا الهدف تم استخدام البيانات اليومية لمؤشر سوق فلسطين للاوراق المالية (مؤشر القدس)، بالاضافة الى مؤشرات القطاعات الخمسة المدرجة في السوق للفترة 1997-2008، وهذه البيانات تم تعديلها لتأخذ بالاعتبار اثر ضعف التداول Thin Trading، والذي يعتبر احد الخصائص الهامة في سوق فلسطين للاوراق المالية التي يمكن ان تجعل النتائج متحيزة.
ومن اجل تحقيق هذه الأهداف، تم في هذه الدراسة التعريف بالكفاءة وبمستويات الثلاث، ثم عرض لبعض الدراسات السابقة التي تناولت اختبار الكفاءة على المستوى الضعيف في الأسواق الناشئة، ووصف للبيانات والأساليب الإحصائية المستخدمة في الاختبارات، واختتمت بعرض النتائج التي توصلت إليها الدراسة واهم الاستنتاجات والتوصيات.
أهمية الدراسة:
لم يحظ موضوع دراسة سلوك واتجاه أسعار الأسهم في سوق فلسطين للأوراق المالية بأهمية كافية، فهناك القليل من الدراسات التي تناولت السوق ولكنها ركزّت على الجوانب التنظيمية والتشريعية والوصفية، للسوق متجاهلةً الأساليب التحليلية والقياسية في الحكم على كفاءته.
ومن ناحية أخرى تمتاز الأسواق الناشئة بعامة، وسوق فلسطين للأوراق المالية  بخاصة، بضعف السيولة وعدم تكرار (ضعف) التداول Thin Trading، وإهمال هذه العوامل عند اختبار الكفاءة قد يؤدي إلى ضعف مصداقية الاختبارات التقليدية المتعلقة بقياس كفاءة هذه الأسواق.
ولذلك تكمن أهمية هذه الدراسة في أنها تختبر كفاءة سوق فلسطين للأوراق المالية على المستوى الضعيف باستخدام أساليب إحصائية متنوعة مع الأخذ بالاعتبار خصائص هذه السوق كسوق ناشئ، وخاصة اثر عدم تكرار (ضعف) التداول، مما يزيد من مصداقية النتائج التي يمكن الحصول عليها،ومن شأن نتائج هذه الدراسة ان تساعد إدارة السوق على زيادة درجة كفاءة السوق لتحقيق أهدافها وغاياتها، كما تفيدهم في وضع سياسات عامة لمراقبة أداء السوق والتحسب لأي احتمالات لتراجعات حادة والعمل على تفاديها، وكذلك مساعدة المتعاملين في السوق على وضع استراتيجيات استثمارية مناسبة.
أهداف الدراسة:
تسعى هذه الدراسة التحليلية القياسية إلى اختبار كفاءة سوق فلسطين للأوراق المالية على المستوى الضعيف، على افتراض أن أسعار الأسهم في الأسواق تتصف بالاستقلالية وتحدد بشكل عشوائي، وذلك من خلال تحديد سلوك أسعار الأسهم عن طريق تطبيق نموذج السير العشوائي، باستخدام أساليب إحصائية متنوعة مع الأخذ بالاعتبار اثر عدم تكرار (ضعف) التداول الذي يعتبر احد الخصائص الهامة في سوق فلسطين للاوراق المالية التي يمكن ان تجعل النتائج متحيزة.
مشكلة الدراسة:
تعد كفاءة السوق المالي أولى المهام التي تسعى إدارة السوق لتوفيرها، حيث يشكل ذلك حافزاً للمستثمرين في زيادة عملية الاستثمار في السوق، وكذلك يؤدي الى دخول مستثمرين جدد، وبالتالي تحقيق أهداف السوق.
وقد دلّت نتائج الدراسات التي تمت في الأسواق الناشئة والتي تتعلق بالكفاءة على المستوى الضعيف خلال السنوات القليلة الماضية على اختلاف في مستوى الكفاءة من سوق لأخر، فبعضها رفض فرضية كفاءة السوق على المستوى الضعيف وبعضها الآخر قبلها، وعموما كانت معظم الأسواق الناشئة، وللأسف، غير كفؤة على المستوى الضعيف نتيجة الخصائص المختلفة المتعلقة بها، مما جعل هناك مقولة سائدة بأن الأسواق الناشئة غير كفؤة على المستوى الضعيف.
ومن اجل استكشاف الكفاءة على المستوى الضعيف في سوق فلسطين للأوراق المالية، كسوق ناشئ، تسعى هذه الدراسة إلى اختبار فرضية الكفاءة على المستوى الضعيف، على افتراض ان أسعار الأسهم في الأسواق تتصف بالاستقلالية وتحدد بشكل عشوائي، في محاولة منها للإجابة عن التساؤل التالي:
"هل تعتبر سوق فلسطين للأوراق المالية سوقاً غير كفوء كمعظم الأسواق الناشئة"؟

نبذة عن سوق فلسطين للأوراق المالية:
في مطلع عام 1995 أدرك عدد من روّاد القطاع الخاص الفلسطيني أهمية إنشاء سوق حديثة متطورة ومنظمة جيداً لتسهيل التعامل بالأوراق المالية في فلسطين، وكان الهدف هو استقطاب وحشد رأس المال المحلي والأجنبي لقطاع الأعمال من خلال التمويل طويل الأجل للمشاريع الإنتاجية ومشاريع البنية التحتية.
ومع توقيع اتفاقية تشغيل سوق الأوراق المالية، كشركة مساهمة خاصة، مع السلطة الوطنية الفلسطينية من أواخر عام 1996، تحققت الفكرة وبدأ التداول الفعلي في السوق بتاريخ 18/2/1997 باستخدام التقنية الالكترونية والآلية للتداول بالأوراق المالية.
بدأت السوق بداية متواضعة، ولكنها متنامية، فمن بضع شركات مدرجة في السوق زاد العدد إلى 37 شركة في العام 2008، ومن المتوقع أن يزداد عددها بعد أن تم إنشاء هيئة سوق رأس المال التي تشرف على المؤسسات المالية غير المصرفية، ومن ضمنها سوق فلسطين للأوراق المالية.
وبالإضافة إلى الشركات المدرجة، اعتمدت السوق شركات وساطة مالية كأعضاء فيها، حيث بلغت شركات الوساطة المعتمدة تسع شركات في عام 2008، لها مكاتب وفروع في معظم المدن الفلسطينية، ويتم التداول بأسهم الشركات المدرجة في السوق، من خلال هذه الشركات، بالدينار الأردني لمعظم الشركات المدرجة، مع وجود بعض الشركات التي يتم تداول أسهمها بالدولار الأمريكي.
اعتمدت السوق في تموز 1997، رقماً لقياس مستويات أسعار الأسهم وتحديد الاتجاه العام لها، عرف باسم "مؤشر القدس"، تم فيه اختيار عينة من عشر شركات مدرجة ونشطة موزعة على جميع القطاعات الاقتصادية المعروفة في السوق، حيث تم ترجيح المؤشر بالقيمة السوقية للشركات الداخلة في احتسابه، وتم اعتماد أسعار إغلاق جلسة تداول 7/7/1997 كنقطة أساس بحيث حدّدت قيمة الرقم الأساس 100 نقطة.
برهنت سوق فلسطين للأوراق المالية على أنها مرنة وقادرة على التغلب على المعوقات السياسية والاجتماعية والاقتصادية التي واجهتها، كما استطاعت أن تكون في مقدمة البورصات العالمية من حيث الأداء، حيث سجّل مؤشر القدس رقماً قياسياً وصل إلى 306% في نهاية عام 2005، وارتفعت قيمة التداول إلى 2.096 بليون دولار، وهو ما يمثل أكثر من ضعف قيمة التداول لجميع السنوات السابقة مجتمعة، كما ارتفعت القيمة السوقية إلى ما يقرب 4.5 بليون دولار في ذلك العام وهي قيمة مقاربة لحجم أسواق الأوراق المالية لسبع دول من أصل عشرة دول أوروبية انضمت كأعضاء جدد في الاتحاد الأوروبي.
 ورغم ان التقنية الحالية في السوق قادرة على السماح بالتداول بأدوات مالية استثمارية عديدة، إلا انه يتم حالياً التداول في السوق بالأسهم فقط، مع وجود خطط مستقبلية للسماح بالتداول بأوراق مالية أخرى.(لمعلومات أكثر يمكن الرجوع للموقع الالكتروني لسوق فلسطين للأوراق المالية www.p-m-s.org.ps)

مفهوم كفاءة الاسواق المالية:
        تعني الكفاءة ان سعر السهم يعكس بالكامل جميع المعلومات المتاحة عنه في السوق بسرعة ودقة، وبذلك تمثل القيمة السوقية للسهم قيمة عادلة Fair Value تعكس تماماً قيمته الحقيقية التي يكفي العائد المتولد عنها لتعويض مخاطر الاستثمار في السهم، ولذلك لا يمكن لأي من المتعاملين في السوق من تحقيق عوائد غير عادية تفوق ما يحققه غيره (Fama 1970).
وقد عرّف فاما (1970Fama ) السوق الكفوء Efficient Markets بأنه السوق الذي يعكس بشكل كامل جميع المعلومات المتاحة، سواء تمثلت تلك المعلومات في القواعد المالية أو في المعلومات التي تبثها وسائل الإعلام أو في السجل التاريخي لأسعار الأسهم في الفترات الماضية، أو غير ذلك من المعلومات التي تؤثر على القيمة السوقية للأسهم نتيجة لقرارات بعض المستثمرين.
وينطوي مفهوم الكفاءة على إحداث التعديل في الاسعار بسرعة بما يعكس ما تحمله المعلومات الجديدة من انباء سارة او غير سارة، بعد قيام المستثمرين بتقييم كل المعلومات، حيث لا يوجد فاصل زمني بين تحليل المعلومات الجديدة الواردة للسوق وبين الوصول الى نتائج بخصوص سعر السهم، كما لا يوجد فاصل زمني بين الوصول الى تلك النتيجة وحصول كافة المستثمرين عليها (الهندي، 2002، ص 65).
مستويات كفاءة الأسواق المالية:
صنّف فاما (Fama 1970) المعلومات الواردة الى السوق ضمن ثلاث مجموعات، وضع على اساسها ثلاث مستويات لكفاءة السوق المالي:
1- المستوى الضعيف للكفاءة The Week Form
وهو المستوى الأدنى للكفاءة، حيث يعرّف السوق على انه كفؤ إذا كانت الاسعار الحالية للسهم تعكس بالكامل جميع المعلومات التي تحتويها الاسعار الماضية (التاريخية)، وبالتالي لا يمكن استخدامها كأداة لتنبؤ بحركة الاسعار المستقبلية للاسهم، ولذلك ليس من الممكن للمتعاملين في السوق ان يحققوا عوائد فوق عادية  (Upnormal Return)باستخدام الأسعار التاريخية للاسهم.
2- المستوى شبه القوي Semi – Strong Form
ويتضمن هذا المستوى من الكفاءة ان الاسعار السوقية للاسهم تعكس جميع المعلومات المنشورة المتاحة من التقارير السنوية، او المعلومات المنشورة الاخرى كتلك المعلومات الخاصة بالأرباح السنوية وتوزيعاتها، ومعدّلات الفوائد، واسعار الصرف...الخ.
وهذا يعني بأنه من غير الممكن لاي من المتعاملين من تحقيق عوائد غير عادية تفوق الآخرين، نتيجة تحليله للمعلومات الموجودة في التقارير المنشورة، ذلك لان الاسعار في السوق سوف تتعدل فوراً مع اي اخبار جيدة او سيئة تتضمنها التقارير عندما تنشر.
3-                        المستوى القوي Strong Form
وفقاً لهذا المستوى من الكفاءة فإن أسعار الاسهم في السوق تعكس جميع المعلومات المتعلقة بما فيها المعلومات العامة والخاصة، حيث يتضمن المستوى القوي للكفاءة ان المعلومات الخاصة (الداخلية) يصعب استخدامها لتحقيق عوائد فوق عادية، ذلك لان المعلومات تنعكس بصورة مستمرة من قبل السوق.
وقد اعترف فاما (Fama 1991) ان الانتقادات الموجهة لفرضية كفاءة الاسواق المالية Efficient Market Theory  تزايدت نتيجة ظهور ما يعرف بالشواذ Anomalies في الاسواق المالية (مثل اثر الحجم)، وكذلك ظهور دراسات تتعلق بأثر نهاية الاسبوع او أثر شهر يناير .... الخ، إلا ان عدم وجود بدائل بحثية نظرية، يؤكد على أن نظرية كفاءة الاسواق المالية لا زالت النظرية الحاكمة للفكر المالي.
وبناءً عليه ولدراسة المستويات المختلفة للكفاءة بحيث تشمل جميع الانتقادات، وبناء على النتائج العملية للدراسات التي تناولت موضوع الكفاءة في الأسواق المختلفة،  اقترح فاما (Fama 1991) ثلاث تسميات مغايرة لتلك الواردة في دراسته عام 1970، حيث فضّل تسمية الدراسات الخاصة بالمستوى الأول (المستوى الضعيف) بالدراسات الخاصة بالتنبؤ بالعوائد Test for Return Prediction لتشمل دراسة الظواهر الشاذة Anomalies، واختبار نموذج تسعير الاصول CAPM، والتأثير الموسمي كأثر يناير January effect ... الخ.
كما فضّل تسمية المستوى شبه القوي بدراسة الحدث Event Studies  لتشمل دراسة تأثير أحداث سياسية أو اقتصادية أو اجتماعية (سواء على المستوى الكلي او على مستوى المنشأة) على الاسعار في السوق، من خلال محاولة قياس كيفية استيعاب السوق للمعلومات الناتجة عن ذلك الحدث.
فيما فضّل تسمية المستوى الثالث (المستوى القوي) بدراسة المعلومات الخاصة Private Information Studies، ليشمل هذا النوع من الدراسات تلك المتعلقة بالاجابة على السؤال الخاص فيما اذا كانت القدرة على التنبؤ بالاسعار ناتجة عن تحركات غير رشيدة في الأسعار (فقاعات)  Irrational bubbles in prices او تحوّلات رشيدة وضخمة في توقعات العائد  Large Rational Swings in Expected Returns.

الدراسات السابقة:
مازالت الدراسات المتعلقة بسلوك اسعار الاسهم تلقى اهتماماً كبيراً من قبل الاكاديميين والعاملين في المجال المالي والاستثماري على حد سواء، واعتبرت دراسة 1965 Fama من اشهر الدراسات التي قامت باختبار كفاءة السوق المالي على المستوى الضعيف والتي قام من خلالها بقياس عشوائية اسعار الثلاثين سهماً المسجلة بمؤشر داوجونز للفترة 1956-1961 حيث تم احتساب معامل الارتباط بين التغيرات في لوغاريتم اسعار الاسهم بفجوة زمنية (فترات ابطاء) من يوم الى عشرة ايام، وتوصل فاما (Fama1965) إلى أن معاملات الارتباط المتسلسل قريبة من الصفر في معظم الاحوال ( حوالي 0.03) وكانت تقل كلما زاد الفاصل الزمني المستخدم، وتوصل الى ان هذه النتيجة تؤكد التحرك العشوائي لاسعار الاسهم، ولا يمكن لاي مستثمر ان يعتمد على الاسعار الماضية في تكوين استراتيجية يحقق من خلالها ارباح غير عادية.
ومنذ دراسة فاما (1965 Fama) قام العديد من الباحثين بدراسات تم تطبيقها على الاسواق الراسخة (المتقدمة) والناشئة على حد سواء، وكان الاستنتاج الرئيس لمعظم الدراسات التي تمت في الاسواق الراسخة هو انها تتمتع -على الأقل – بالكفاءة على المستوى الضعيف، بمعنى ان اسعار الاسهم تسير بشكل عشوائي وتعكس كافة المعلومات المتعلقة بالبيانات التاريخية للسوق، وبناء عليه يصعب على المستثمرين تحقيق ارباح غير عادية.
اما نتائج الدراسات التي تمت في الاسواق الناشئة فقد تناقضت فيما بينها، حيث توصلت بعض الدراسات الى دلائل تشير الى كفاءة بعض الاسواق على المستوى الضعيف، بينما توصلت دراسات اخرى الى عدم كفاءة الاسواق على المستوى الضعيف.
ففي دراسة El-Kouri and Civelek (1993)  قام الباحثان باختبار فرضية السير العشوائي على عينة شملت 16 شركة صناعية مدرجة في سوق عمان المالي خلال الفترة 1985-1989، وتوصلت الدراسة الى ان سوق عمان لا تمتاز بالكفاءة على المستوى الضعيف بسبب عدم تمتع الأسهم بالاستقلالية.
واستخدم، Urrutia (1995) بيانات شهرية لمؤشرات الاسهم في اسواق الارجنتين، البرازيل، تشيلي، والمكسيك خلال الفترة 1975-1991 لفحص فرضية السير العشوائي في تلك الاسواق، حيث بينت نتائج اختبارات نسبة التباين Variance Ratio رفض فرضية السير العشوائي، فيما بينت نتائج إختبار التكرارات Runs ان جميع الاسواق المدروسة كفؤة على المستوى الضعيف.
كما بينت دراسة Fawson et. al. (1996)  أن سوق تايوان للاوراق المالية كفوء على المستوى الضعيف من خلال إجراء اختبارات متنوعة (ارتباط متسلسل، التكرار، جذر الوحدة) وباستخدام بيانات شهرية لمؤشر سوق تايوان خلال الفترة 1967-1993، حيث دلت نتائج الاختبارات الثلاث رفض الفرضية العدمية لمستوى الكفاءة الضعيف.
وركزت دراسة Al-Qudah (1997) على اختبار فرضية السير العشوائي على اسعار الاسهم اليومية والأسبوعية في سوق عمان المالي، وعلى عينة شملت 32 شركة مساهمة مدرجة في السوق خلال الفترة (1992-1994)، وتوصل الباحث الى ان العلاقة بين اسعار الاسهم اليومية لفترة ابطاء واحدة عالية نوعاً ما، بينما اظهر تحليل السلسلة الزمنية بالنسبة لفترات إبطاء متباعدة انها تتبع نوعاً من العشوائية في مسلكيتها.
وعلى عكس نتائج دراسة Urrutia (1995)  استخدم Grieb and Reyes (1999) بيانات اسبوعية لمؤشرات الاسهم وكذلك لاسعار أسهم فردية، في سوقي البرازيل والمكسيك خلال الفترة 1988-1995، حيث تم رفض فرضية المستوى الضعيف للكفاءة سواء لمؤشرات السوق او لمعظم الاسهم الفردية.
ودلّت نتائج دراسة Abraham et. al. (2002)  على حاجة البيانات في الاسواق الناشئة الى التعديل لتأخذ بالاعتبار اثر ضعف (عدم تكرار) التداول حيث قام الباحثون بفحص كفاءة بعض أسواق الخليج الرئيسية (الكويت، السعودية، البحرين) خلال الفترة 1992-1998 وباستخدام بيانات اسبوعية لمؤشرات أسهم تلك الأسواق، حيث توصلت الدراسة الى رفض المستوى الضعيف للكفاءة لجميع الاسواق عند استخدام البيانات الاصلية، ولكن بعد تعديل البيانات بأثر ضعف التداول، لم يتم رفض الفرضية أي ان اسواق الخليج الثلاث المدروسة كفؤة على المستوى الضعيف.
كما قام المقابلة وبرهومة(2002) بدراسة اخرى لسلوك اسعار الاسهم في بورصة عمّان، حيث قام الباحثان باختبار التوزيع الطبيعي للتغيرات في اسعار اسهم شركات قطاع البنوك والشركات المالية، وكذلك الارتباط المتسلسل بين التغيرات في اسعار اسهم تلك الشركات، ولعيّنة شملت 16 شركة مالية خلال الفترة 1993-1997 ، وخلص الباحثان الى ان اسعار إغلاق اسهم شركات قطاع البنوك والشركات المالية في بورصة عمان لا تتمتع بخصائص التوزيع الطبيعي وكذلك لا تتمتع بالاستقلالية فيما بينها.
فيما بينت دراسة الفيومي (2003) الحاجة لتبني منهجية تتوافق مع الخصائص المؤسسية للاسواق المالية الناشئة تعمل على تصحيح اثر التداول غير المتكرر وتأخذ بالاعتبار السلوك غير الخطي في عوائد الاسهم، وكذلك التطورات التي تشهدها السوق، ومن خلال اخذ الخصائص السابقة وباستخدام بينات يومية لمؤشر بورصة عمان خلال الفترة 1993-2000 بينت نتائج الدراسة على عدم كفاءة بورصة عمان حتى عام 1996، ولكن اعتباراً من عام 1997 شهدت السوق تغييّرات مؤسسية وفنية وتنظيمية ساهمت في رفع كفاءة السوق.
وأكدت نتائج دراسة Islam and Khaled (2005) التي اجريت في بانغلادش ما توصلت اليه الدراسات التي أخذت بالحسبان التطورات التنظيمية كدراسة الفيومي (2003)، فقد استخدم الباحثان بيانات يومية واسبوعية وشهرية لمؤشر سوق دّكا للاوراق المالية خلال الفترة 1990-2001، وتوصلت الدراسة، وفقاً لنتائج اختباري جذر الوحدة ونسبة التباين، إلى أن السوق كفوء على المستوى الضعيف خاصة بعد الاصلاحات التي أقامتها لجنة السوق بعد عام 1996.
واستخدم (2006) Squalli  بيانات يومية لمؤشرات سوقية وقطاعية في سوقي ابو ظبي ودبي للاوراق المالية خلال الفترة 0200-2005 وذلك لاختبار السير العشوائي في اسواق الامارات، وتوصلت الدراسة بناءً على نتائج اختبار نسبة التباين، الى رفض فرضية السير العشوائي في السوقين وجميع القطاعات باستثناء قطاع البنوك في سوق دبي للاوراق المالية، بينما وجدت نتائج اختبار التكرارات دليل على ان قطاع التأمين في سوق ابو ظبي للاوراق المالية هو القطاع الوحيد الكفوء على المستوى الضعيف.
وطبقت دراسة  Gupta and Basu (2007) اختبار جذر الوحدة لاختبار كفاءة الأسواق الهندية باستخدام بيانات يومية خلال الفترة 1991-2006 ، حيث توصلت الدراسة إلى رفض الفرضية بوجود جذر الوحدة قي سلاسل العوائد اليومية للأسواق المدروسة وكذلك وجود ارتباط ذاتي في العوائد، واعتبرت هذه النتائج دليل على عدم كفاءة أسواق الهند على المستوى الضعيف.
وأخيرا أكّدت دراسة Lock (2007)  ما توصلت اليه دراسة Fawson (1996) في سوق تايوان للاوراق المالية، وذلك بإجراء إختبار مغاير لما استخدم في الدراسة السابقة، اختبار نسبة التباين، وكذلك باستخدام بيانات اسبوعية لمؤشر السوق خلال الفترة 1990-2006، حيث توصلت الدراسة الى دليل على عدم رفض نموذج السير العشوائي سواء لكامل فترة الدراسة او للفترات الجزئية، وبالتالي اكدت على كفاءة سوق تايوان للاوراق المالية على المستوى الضعيف.

بيانات الدراسة :
تتكون البيانات المستخدمة في هذه الدراسة من سلسلة الأسعار اليومية لمؤشر سوق فلسطين للأوراق المالية (مؤشر القدس) والذي يمثل قيمة أسهم عينة من عشر شركات مدرجة في السوق مرجحاً بالقيمة السوقية، وكذلك مؤشرات القطاعات الخمسة المدرجة في السوق (البنوك، الصناعة، التأمين، الاستثمار، الخدمات) وقد تم الحصول على بيانات مؤشر السوق خلال الفترة 7/7/1997 (اليوم الأول للتداول في السوق) وحتى 27/11/2008، أما القطاعات العاملة في السوق فقد جمعت بياناتها خلال الفترة 17/1/2006 (اليوم الاول لاعتماد المؤشرات القطاعية) وحتى 27/11/2008، وجميع البيانات تم الحصول عليها من الموقع الالكتروني لسوق فلسطين للأوراق المالية (www.p-m-s.org.ps)
وقد تم احتساب العوائد اليومية من خلال اللوغاريتم الطبيعي للمؤشرات وحسب المعادلة الآتية:
Rt = Ln (Pt / Pt-1)
حيث أن :
Rt: عوائد المؤشر في اليوم t.
Pt , Pt-1: أسعار الأسهم في اليوم t واليوم السابق t-1.
وحيث أن حالة عدم تكرار(ضعف) التداول تمثل احد خصائص الأسواق الناشئة، ومنها سوق فلسطين للأوراق المالية، ولأن هذه الحالة يمكن ان تؤدي الى نتائج متحيزة وغير دقيقة لاختبارات الكفاءة (Miller et.al.1994)، فقد تم تطبيق المنهجية المقدمة من قبل ميلر وزملاءه (1994) للتعامل مع هذه الحالة وبالتالي إزالة اثر عدم تكرار (ضعف) التداول.
وبين ميلر وزملاءه (1994) أن تقدير نموذج انحدار ذاتي AR(1) يكافئ الحصول على تعديل عدم تكرار(ضعف)  التداول، حيث تؤخذ البواقي Residuals من النموذج وتستخدم في حساب العوائد المعدّلة، بحيث يتم الحصول على البواقي من نموذج الانحدار التالي:
Rt = a0 + a1 Rt-1 + et

وباستخدام البواقي من المعادلة السابقة نحصل على العوائد المعدّلة كما في المعادلة الآتية:
Rt Adj =  et /(1-a1)
      
حيث انAdj    Rt : العوائد المعدّلة لاثر ضعف التداول في الزمن t.
وتجدر الإشارة إلى أن النموذج السابق يفترض أن يكون تعديل اثر عدم تكرار التداول ثابتاً عبر الزمن، وهذه الفرضية يمكن أن تكون مناسب للأسواق المتقدمة (الراسخة)، ولكنها غير مناسبة للأسواق الناشئة (Antoniou et.al.1997) ولذلك وفي هذه الدراسة تم تقدير المعادلة السابقة على أساس سنوي حيث اختلفت قيمة a1 في كل سنة من السنوات، كما ان الاختبارات المختلفة المستخدمة في هذه الدراسة أجريت باستخدام البيانات الأصلية والبيانات المعدّلة من اجل المقارنة بين النتائج في الحالتين.
ويعرض الجدول رقم (1) الإحصاء الوصفي واختبار التوزيع الطبيعي للعوائد اليومية لمؤشر القدس والمؤشرات القطاعية في سوق فلسطين للأوراق المالية خلال الفترة المغطّاة في هذه الدراسة، حيث بلغ متوسط عائد مؤشر القدس 065.% بانحراف معياري 1.83، وكان أعلى من متوسط عوائد المؤشرات القطاعية الخمس والتي كانت جميعها سالبة، فيما كان أدنى متوسط عائد لقطاع الاستثمار.
كما يتبين من النتائج أيضا أن هناك التواءً وتفرطحاً في توزيع العوائد مقارنة بالتوزيع الطبيعي لعوائد مؤشر القدس، وعوائد مؤشرات أربعة من القطاعات باستثناء قطاع الاستثمار الذي كانت عوائده الأقل التواءً وتفرطحاً، وبالتالي تم رفض فرضية أن سلسلة عوائد مؤشر القدس ومؤشرات القطاعات الأربعة تتبع التوزيع الطبيعي وفقاً لنتائج اختبار Jarque – Bera عند مستوى معنوية 1%، فيما لم يتم رفض الفرضية لعوائد مؤشر قطاع الاستثمار عند مستوى معنوية 5%، أي أن سلسلة عوائد هذا القطاع تتبع التوزيع الطبيعي.

جدول رقم (1)
الإحصاء الوصفي والتوزيع الطبيعي للعوائد اليومية لمؤشر
القدس والمؤشرات القطاعية في سوق فلسطين
للأوراق المالية

مؤشر القدس
قطاع البنوك
قطاع الصناعة
قطاع التأمين
قطاع الاستثمار
قطاع الخدمات
عدد الملاحظات
2198
710
710
710
710
710
الوسط الحسابي%
065.
039.-
088.-
073.-
213.-
124.-
الوسيط
025.-
-.08
116.-
.000
297.-
206.-
الانحراف المعياري
1.83
1.50
1.26
1.50
2.29
2.38
الالتواء
255.
108.
362.
165.
085.
212.
التفرطح
13.12
3.53
4.87
4.04
2.69
19.84
Jarque-- Bera
9403.6
9.581
119.41
35.188
3.63
8394.39
P
000.
008.
000.
000.
163.
000.




منهجية الدراسة:
 تختبر هذه الدراسة كفاءة سوق فلسطين للأوراق المالية على المستوى الضعيف وفقاً لنموذج السير العشوائي، ولاختبار هذا المستوى من الكفاءة بين فاما  Fama (1970) أن التغيرات في أسعار الأسهم يجب أن تكون مستقلة وموزعة توزيعاً طبيعياً (متماثلاً) Independently and Identically Distributed  واختصارا IDD ، وبالتالي لا يمكن استخدام اتجاه الأسعار للتنبؤ بالتحركات أو الأسعار المستقبلية.
ومن اجل اختبار السير العشوائي في سوق فلسطين للأوراق المالية واعتماداً على الأساليب الإحصائية المستخدمة في الدراسات السابقة في الأسواق الناشئة، قام الباحث باستخدام اختبارات الارتباط المتسلسل (ألمعلمي) Autocorrelation test، واختبار التكرارات Runs test ،واختبار جذر الوحدة المعدّل لديكي فلر Augmented Dickey Fuller Unit Root test، وكذلك اختبار نسبة التباين Variance Ratio test والذي أجرى بافتراض ثبات التباين homoscedsticity وافتراض عدم ثبات التباين heteroscedasticity .
أولا: اختبار الارتباط المتسلسل:
المدخل الأول لاختبار السير العشوائي لعوائد الأسهم هو اختبار الارتباط المتسلسل الذي يستخدم لتحديد العلاقة بين عوائد الأسهم في الفترة الحالية وقيمتها في الفترة السابقة.
ويهدف الاختبار إلى تحديد مدى استقلالية عوائد الأسهم عن بعضها البعض من خلال اختبار مدى اختلاف معامل الارتباط المتسلسل إحصائيا عن الصفر، فإذا كانت عوائد الأسهم مرتبطة ذاتياً (معامل الارتباط يختلف عن الصفر) فإنه يتم رفض فرضية المستوى الضعيف من الكفاءة.
وتأخذ فرضية اختبار الارتباط المتسلسل الشكل التالي:
H0 : ρk = 0(جميع معاملات الارتباط المتسلسل =صفر)  
H1 : ρk 0(جميع معاملات الارتباط المتسلسل صفر)  
ولاختبار هذه الفرضية تستخدم إحصائية Ljung-Box (Q)، ويشير Gupta and Basu 2007 إلى أن العوائد في السوق التي تسير به الأسعار عشوائياً يجب أن تكون غير مرتبطة ذاتياً أو بمعنى آخر إذا دلّت النتائج على عدم وجود ارتباط متسلسل في العوائد فإن سلسلة العوائد يتوقع أن تتبع السير العشوائي.
ثانياً اختبار التكرارات:
ويمثل اختبار غير معلمي non –parametric test، وصمم لفحص السير العشوائي للسلاسل الزمنية وبخاصة تلك السلاسل غير الموزعة توزيعاً طبيعياً.
ويقوم هذا الاختبار على أساس انه إذا كانت سلسلة البيانات عشوائية فإن عدد التكرارات الفعلية في السلسة يجب ان يكون قريباً من عدد التكرارات المتوقعة.
ويعرّف التكرار بأنه التغير في الأسعار بنفس الإشارة حيث يمكن احتساب العدد الكلي للتكرارات المتوقعة (m) من خلال المعادلة التالية(Al-Qudah 1997) :
 m =
حيث ان :
N: عدد الملاحظات.
n: عدد تغيرات أسعار الأسهم.
وتستخدم إحصائية Z  لاختبار فيما إذا كان العدد الفعلي للتكرارات متوافقاً مع فرضية استقلالية العوائد، ويمكن حسابها كالتالي:
Z =
حيث أن :
R: عدد التكرارات الفعلي.
m :عدد التكرارات المتوقع.
0.5 : تعديل الاستمرارية حيث تأخذ إشارة سالبة إذا كان R m، وإشارة موجبة في الحالات الأخرى.

ثالثاُ: اختبار جذر الوحدة:
من اجل اختبار سكون السلاسل الزمنية Stationary  تم استخدام اختبار ديكي فلر المطوّر Augmented Dickey-Fuller Test واختصاره ADF المقترح من قبل Engle and Granger (1987) والذي يعتمد على ثلاث نماذج (Gupta and Basu 2007) :
1-    نموذج بدون وجود ثابت ولا اتجاه عام:Rt = a Rt-1 +  et                                       
2-    نموذج بوجود ثابت وبدون اتجاه عام:                    Rt = u + a Rt-1 + et                                
3-    نموذج بوجود ثابت واتجاه عام:Rt = u+β(t-T) +aRt-1 + et                            

حيث أن :
: Rt-1 , Rtالعوائد في اليوم t وفي اليوم السابق t-1 .
:u ثابت معادلة الانحدار الذاتي.
:µ معامل معادلة الانحدار الذاتي.
T :العدد الكلي للملاحظات.
et :الخطأ العشوائي.
ويعتمد اختبار ديكي فلر المطوّر ADF على إحصائية t لمعامل معادلة الانحدار الذاتي من اجل اختبار الفرضية التالية(Fawson et. al. 1996) :
(سلسلة العوائد تحتوي على جذر وحدة) H0 : a< 0
(سلسلة العوائد ساكنة)  H1: a = 0
وفي حال تم رفض الفرضية الصفرية فإن سلسلة العوائد ستكون ساكنة Stationary وذلك يعني ان السلاسل الزمنية لا تسير بشكل عشوائي أي  ان السوق غير كفؤ على المستوى الضعيف.

رابعاً : اختبار نسبة التباين
يعتبر اختبار نسبة التباين Variance Ratio Test واختصاره(VR)   المقترح من قبل Lo and MacKinlay (1988) مكافئاً لقوّة اختبار جذر الوحدة ولذلك استخدم بشكل واسع في الدراسات الحديثة التي اختبرت الكفاءة على المستوى الضعيف، ويقوم الاختبار على فرضية ان تباين السلسة الزمنية التي تسير عشوائياً يزيد بصورة خطية مع الزمن Squalli (2006)، وبالتحديد إذا كانت سلسلة العوائد تتبع السير العشوائي فان تباين الفروقات q للسلسة يجب ان يكون q مرّة من تباين فروقاتها الأولى أي أن:

Var (Rt – Rt-q) = q Var (Rt – Rt-1)                                                                                                               
حيث أن:
Var: التباين
 q : أي عدد موجب.
وبناءً على هذه العلاقة فإن نسبة التباين VR تحسب من خلال المعادلة التالية:
VR(q) = =

ولحساب  و  لسلسلة مكونة من n ملاحظة تستخدم المعادلات التالية
=
حيث أن:
 ==)
h= q(n+1-q) ( 1-)
=
وقد طور Lo and Mackinlay (1998) إحصائيتين Z (q)  و Z (q) على افتراض حالتي ثبات التباين وعدم ثبات التباين على التوالي، ويمكن حسابهما بالمعادلتين الآتيتين (Urrutia 1995)

Z(q)=
  Z* (q)=
حيث أن  تحسب على افتراض ثبات التباين و(q) * تحسب على افتراض عدم ثبات التباين، وفقاً للمعادلات التالية:
 =
 *(q)=  
حيث أن  (j)هو تقدير لحالة عدم ثبات التباين ويحسب بالمعادلة الآتية:
(j)=
ويمكن صياغة الفرضية التي يتم من خلالها اختبار السير العشوائي على النحو الآتي (Squalli 2006):
(سلسة العوائد تتبع السير العشوائي) Ho: VR (q)=1
(سلسلة العوائد لا تتبع السير العشوائي) H1: VR (q) 1

ووفقاًَ لـ Squalli (2006) إذا تم رفض فرضية السير العشوائي وكانت 1< VR(q) فإن العوائد ستكون ذات ارتباط متسلسل ايجابي ، أما إذا كانت 1 > VR(q) فإن العوائد ستكون ذات ارتباط متسلسل سلبي.

نتائج الدراسة:
أولا: نتائج الارتباط المتسلسل Serial Auto – Correlation Test
لاختبار الكفاءة في سوق فلسطين للأوراق المالية على المستوى الضعيف، من خلال الارتباط المتسلسل، تم اخذ 36 فترة إبطاء للعوائد اليومية لمؤشر القدس ومؤشرات القطاعات الخمس المدرجة في السوق ، حيث يشير الجدول رقم (  2 ) إلى نتائج أول 12 فترة إبطاء للعوائد اليومية الأصلية والعوائد اليومية المعدّلة بأثر عدم تكرار (ضعف) التداول.
وتبين نتائج الاختبار رفض الفرضية الصفرية Null Hypotheses بأن جميع معاملات الارتباط المتسلسل لجميع الفترات مساوية للصفر، وذلك لسلسلة العوائد اليومية لمؤشر القدس ومؤشرات قطاعات البنوك والتأمين والاستثمار والخدمات حيث كانت قيم معاملات الارتباط المتسلسل ذات دلالة إحصائية عند مستوى معنوية 1% (حسب قيم إحصائية Ljung-Box Q) ، فيما تم رفض الفرضية الصفرية لسلسة العوائد اليومية لمؤشر قطاع التأمين للفترات 1، 2، 9، 10، 11 عند مستوى معنوية 5% وللفترة 12 عند مستوى معنوية 1% فيما لم تكن قيم معاملات الارتباط المتسلسل، لهذا القطاع، ذات دلالة إحصائية في الفترات من الثالثة وحتى الثامنة.
جدول رقم ( 2  )
نتائج اختبار الارتباط المتسلسل للعوائد اليومية الاصلية والمعدّلة
لمؤشر القدس والمؤشرات القطاعية في سوق فلسطين للاوراق المالية


Lag
القدس
البنوك
الصناعة
التأمين
الاستثمار
الخدمات
AC
Q
AC
Q
AC
Q
AC
Q
AC
Q
AC
Q


العوائد
الأصلية
1
249.*
136.9
287. *
58.6
147. *
15.42
096.**
6.6
233.*
38.8
155.*
17.1
2
034. *
139.5
116. *
68.2
007.- *
15.5
025.**
7.01
001.-*
38.8
006.-*
17.13
3
001. *
139.5
032.- *
68.9
109.- *
23.9
026.
7.5
03.-*
39.4
158.-*
35.03
4
037.- *
142.6
076.- *
73.04
009.- *
24.0
016.
7.7
084.-*
44.5
048.-*
36.7
5
011.- *
142.8
046.- *
74.5
035.- *
24.8
02.
7.95
039.-*
45.5
01.*
36.74
6
022. *
143.9
079.- *
78.97
024.- *
25.3
043.
9.3
008.*
45.6
025.*
37.2
7
001.- *
143.9
077.- *
83.2
012.- *
25.4
023.-
9.7
028.-*
46.1
028.*
37.75
8
038. *
147.03
044.-*
84.6
008.- *
25.4
025.
10.12
008.-*
46.2
012.*
37.9
9
043. *
151.7
005.-*
84.6
023. *
25.8
105.-**
18.12
074.*
50.1
011.*
37.94
10
032. *
153.4
023.*
84.98
021.- *
26.11
024.-**
18.54
049.*
51.9
032.-*
38.7
11
066.
162.9
04. *
86.13
004. *
26.12
086.**
23.9
028.*
52.4
028.*
39.22
12
057.
169.96
049. *
87.8
063. *
29.0
126.**
35.4
005.*
52.44
036.*
40.14



العوائد المعدّلة
1
017.
67.
014.-
138.
012.
095.
032.-
72.
013.
123.
011.
084.
2
033.-
3.11
051.
1.96
003.-
101.
006.
746.
046.-
1.61
004.-
096.
3
017.-
3.72
045.-
3.42
091.-
5.93
051.
2.58
005.-
1.63
138.-*
13.67
4
041.-
7.33
054.-
5.48
006.
5.95
005.
2.60
083.-
6.57
036.-*
14059
5
001.-
7.33
021.
5.8
027.-
6.47
026.
3.07
017.-
6.76
028.*
15.14
6
012.
7.65
064.-
8.7
009.-
6.53
043.
4.4
013.
6.89
018.**
15.37
7
035.-
10.38
038.-
9.72
006.-
6.56
035.-
5.27
019.-
7.15
026.**
15.86
8
018.
11.07
019.-
9.97
016.-
6.73
047.
6.82
041.-
8.38
001.**
15.86
9
05.
16.63
015.-
10.14
015.
6.89
118.-**
16.86
067.
11.57
015.-
16.01
10
015.-
17.13
002.
10.15
054.-
9.001
021.-
17.18
016.
11.74
047.-
17.58
11
058.**
24.43
023.
10.53
003.-
9.01
046.
18.67
035.
12.61
046.
19.1
12
024.**
25.69
006.-
10.56
07.
12.6
091.**
24.6
013.-
12.73
01.
19.17
* : معنوي عند مستوى1%
**: معنوي عند مستوى 5%
كما يعرض الجدول رقم (2) نتائج اختبار الارتباط المتسلسل للعوائد اليومية المعدّلة، حيث يتبين من النتائج رفض الفرضية الصفرية للاختبار للعوائد اليومية المعدّلة لمؤشر القدس في الفترتين 11 و 12 عند مستوى معنوية 5% ولقطاع التأمين في الفترتين التاسعة والثانية عشر ولقطاع الخدمات في الفترات 3، 4، 5، عند مستوى معنوية 1% وفي الفترات 6، 7، 8 عند مستوى معنوية 5%، بينما لا تظهر النتائج دليلاً على رفض الفرضية الصفرية لقطاعات البنوك والصناعة والاستثمار عند تعديل العوائد بأثر عدم تكرار (ضعف) التداول.
عموماً يتبين أن هناك اختلاف في النتائج عند تعديل العوائد بأثر عدم تكرار (ضعف) التداول حيث لم يتم رفض الفرضية الصفرية بأن جميع معاملات الارتباط المتسلسل، وفي آن واحد، مساوية للصفر كما هي الحال في حالة العوائد الأصلية.
ثانياً: نتائج اختبار التكرارات Runs Test
لقد بينت نتائج اختبار Jarque – Bera بأن السلاسل اليومية لعوائد مؤشر القدس وجميع المؤشرات القطاعية (باستثناء قطاع الاستثمار) لم تتبع التوزيع الطبيعي (انظر جدول رقم 1)، ولذلك يشير Abraham et.al.2002 إلى أن اختبار الارتباط المتسلسل غير مناسب في هذه الحالة، ويمكن استبداله باختبار التكرارات غير المعلمي الذي لا يتطلب ان تكون العوائد موزعة توزيعاً طبيعياً.
ويبين الجدول رقم (3) نتائج اختبار التكرارات للعوائد الأصلية والعوائد المعدّلة بأثر عدم تكرار (ضعف) التداول لمؤشر القدس والمؤشرات القطاعية، حيث يتبين من نتائج اختبار العوائد الأصلية ان التكرارات الفعلية اقل إحصائيا من التكرارات المتوقعة لعوائد مؤشر القدس ومؤشرات قطاعي البنوك والخدمات عند مستوى معنوية 1% وفقاً لقيم إحصائية "Z" التي كانت اكبر من القيمة الجدولية (1.96-) وهذا يعني رفض الفرضية الصفرية للاستقلالية Independence في سلاسل عوائد المؤشرات الثلاث المذكورة، فيما تم قبول الفرضية الصفرية للاستقلالية في سلاسل العوائد اليومية لمؤشرات الصناعة والتأمين والاستثمار عند مستوى معنوية 5%، حيث كانت التكرارات الفعلية والتكرارات المتوقعة متقاربة إحصائيا .
وعندما تم تعديل العوائد بأثر عدم تكرار (ضعف) التداول اختلفت النتائج لجميع القطاعات، حيث كانت قيم التكرارات الفعلية والمتوقعة متقاربة بشكل كبير، حيث لم تظهر النتائج أي دليل على رفض الفرضية الصفرية عند مستوى معنوية 5% لعوائد مؤشر القدس وأربعة من عوائد المؤشرات القطاعية، باستثناء قطاع التأمين عند مستوى معنوية 5%.
ونتيجة اختبار التكرارات تبين أن أثر عدم تكرار (ضعف) التداول يؤثر كثيراً على اختبارات الكفاءة التقليدية، حيث تغيرت النتائج بشكل كبير لدرجة ان النتائج بينت عدم إمكانية رفض الكفاءة على المستوى الضعيف لجميع المؤشرات في السوق (باستثناء مؤشر التأمين)، وتختلف هذه النتيجة مع ما توصلت إليه دراسة Squalli (2006) ، حيث وجدت نتائج اختبار التكرارات  أن قطاع التأمين في سوق أبو ظبي للأوراق المالية هو القطاع الوحيد الكفوء على المستوى الضعيف.
ومع أهمية اختبار التكرارات إلا أن Gupta and Basu 2007 أشارا إلى أن احد أهم نقاط ضعف هذا الاختبار هو نظرته المجردة إلى عدد التغيرات الايجابية والسلبية في العوائد وتجاهل كمية التغيرات في المتوسط مما يضعف من النتائج النهائية التي يعطيها، ولذلك يرى الباحث أن النتائج الحالية لهذا الاختبار وإن كانت أكثر مصداقية من اختبار الارتباط المتسلسل ألا أنها لا تكفي لوحدها كدليل على كفاءة سوق فلسطين للأوراق المالية على المستوى الضعيف.

جدول رقم ( 3  )
نتائج اختبار التكرارات Runs للعوائد اليومية (الاصلية والمعدّلة) لمؤشر
القدس والمؤشرات القطاعية في سوق فلسطين للاوراق المالية

العوائد
عدد الملاحظات
(N)
التكرارات الفعلية
 (R)
التكرارات المتوقعة
(m)
احصائية Z
P
العوائد
الاصلية
القدس
2198
936
1099
6.998-
000.
البنوك
710
307
355
3.68-
000.
الصناعة
710
344
355
901.-
367.
التأمين
710
337
338
1.369-
171.
الاستثمار
710
332
355
1.803-
071.
الخدمات
710
316
355
3.004-
003.

العوائد المعدّلة
القدس
2187
1090
1089
192.-
848.
البنوك
705
364
352
792.
429.
الصناعة
705
363
352
716.
474.
التأمين
705
382
352
2.148
032.
الاستثمار
705
347
352
49.-
624.
الخدمات
705
350
352
264.-
792.
قيم Z الجدولية:
1.96 ± عند مستوى معنوية 5%
2.57 ± عند مستوى معنوية 1%

ثالثاً: اختبار جذر الوحدة Unit Root Test
لتحقيق هدف الدراسة وللتأكد من نتائج  اختباري الارتباط المتسلسل والتكرارات التقليديين، تم إجراء اختبار جذر الوحدة أو ما يعرف باختبار ديكي فلر المطوّر (ADF).
ويشير الجدول رقم (4) إلى قيم اختبار ADF التي تم احتسابها بدون ثابت، مع ثابت، ومع ثابت واتجاه خطي، ويظهر من النتائج أن جميع سلاسل العوائد اليومية الأصلية والمعدّلة بأثر عدم تكرار (ضعف التداول) لمؤشر القدس وجميع المؤشرات القطاعية ساكنة Stationary عند مستوى معنوية 1% حيث كانت جميع قيم إحصائية الاختبار أكثر سلبية بكثير من القيمة الجدولية (الحرجة) للاختبار عند مستوى معنوية 1% (3.97-)، وهذه النتيجة بالتالي تعني رفض الفرضية الصفرية للسير العشوائي وتدعم دليل عدم كفاءة السوق على المستوى الضعيف، وتتوافق هذه النتيجة مع النتائج التي توصل إليها Gupta and Basu 2007 في الأسواق الهندية.
ويشير Islam and Khaled 2005 إلى أن ظهور جذر الوحدة يدعم فرضية كفاءة السوق على المستوى الضعيف، حيث أن ظهور جذر الوحدة هو شرط ضروري، ولكنه غير كافي، للسير العشوائي، ولذلك فإن هناك حاجة إلى إجراء اختبار أكثر تحديداً للتنبؤ بالعوائد.
جدول رقم ( 4  )
نتائج اختبار جذر الوحدة لسلاسل العوائد اليومية في سوق فلسطين
للأوراق المالية

القطاع
ADF
بدون ثابت واتجاه
ADF
مع ثابت وبدون اتجاه
ADF
مع ثابت واتجاه
العوائد
الاصلية
مؤشر القدس
36.3-
36.33-
36.365-
البنوك
19.69-
19.68-
19.673-
الصناعة
22.86-
22.95-
22.942-
التأمين
23.65-
23.69-
23.714-
الاستثمار
20.79-
20.93-
20.918-
الخدمات
17.28-
17.34-
17.386-
العوائد
المعدّلة
مؤشر القدس
45.94-
45.95-
45.99-
البنوك
26.86-
26.86-
26.84-
الصناعة
26.23-
26.30-
26.28-
التأمين
27.09-
27.14-
27.14-
الاستثمار
26.09-
26.21-
26.17-
الخدمات
17.5-
17.54-
17.57-
* جميع القيم ذات دلالة إحصائية عند مستوى معنوية 1%

رابعاً: اختبار نسبة التباين Variance Ratio Test
قد يكون السبب في رفض فرضية كفاءة السوق على المستوى الضعيف هو وجود حالة عدم ثبات التباين Heteroscedasticity  في العوائد، ويشير Lo and MacKinlay (1988)  الى انه يمكن اختبار الكفاءة على المستوى الضعيف باستخدام اختبار نسبة التباين VR الذي يصلح لجميع حالات الارتباط الذاتي وعدم ثبات التباين وعدم التوزيع الطبيعي للعوائد.
وقد تم تطبيق اختبار نسبة التباين في هذه الدراسة في حالتي ثبات التباين وعدم ثبات التباين، حيث تم احتساب نسبة التباين لمضاعفات فترات الإبطاء (2، 4، 8، 16، 32) ويبين الجدولين (5) و (6) نتائج اختبار نسبة التباين للعوائد الأصلية والعوائد المعدّلة بأثر عدم تكرار التداول لمؤشر القدس والمؤشرات القطاعية الخمس، ويظهر في الجدولين أن قيم نسبة التباين تقل مع زيادة فترات الإبطاء ولجميع القطاعات، وكذلك وبناء على قيم إحصائيتي Z(q)  وZ*(q) المعروضة تم رفض الفرضية الصفرية بأن نسبة التباين لا تختلف إحصائيا عن واحد صحيح في حالتي ثبات وعدم ثبات التباين ،  حيث كانت قيم الإحصائيتين أعلى من (اقل سلبية) القيمة الجدولية (2.57-) عند مستوى معنوية 1% ، وحيث أن نسبة التباين تختلف إحصائيا عن واحد صحيح لجميع القطاعات ولجميع فترات الإبطاء ، فان ذلك دليل على عدم كفاءة السوق على المستوى الضعيف، وحتى بعد تعديل العوائد بأثر عدم تكرار (ضعف) التداول استمر رفض الفرضية الصفرية للكفاءة على المستوى الضعيف عند مستوى معنوية 1% حيث كانت قيم إحصائيتي Z(q)  و Z*(q)  المحسوبة أعلى بكثير(اقل سلبية) من قيمتها الجدولية، وتتوافق هذه النتيجة مع ما أشار أليه Islam and Khaled 2005  إلى أن فرضية الكفاءة على المستوى الضعيف لا يمكن ان ترفض وفقاً لنتائج اختبار نسبة التباين إذا لم يتم رفضها لجميع فترات الإبطاء (q) التي تم اختيارها، حيث تم رفض الفرضية الصفرية في هذه الدراسة لجميع قيم q التي حسبت عندها نسبة التباين، كما تتوافق هذه النتيجة مع ما توصلت إليه دراسة
وحسب ما أشار إليه Squalli (2006) وحيث انه قد تم رفض فرضية السير العشوائي وكانت جميع قيم  VR(q) اقل من واحد صحيح   فإن عوائد مؤشر القدس ومؤشرات القطاعات الخمس  ذات ارتباط متسلسل سلبي، وهذه النتيجة تتوافق مع وجود الارتباط المتسلسل التي تم التوصل إليها سابقا، كما تتوافق نتيجة اختبار نسبة التباين مع النتيجة التي تم التوصل إليها في أن سلاسل العوائد اليومية ساكنة ولا يوجد بها جذر وحدة وهو ما يؤكد عدم كفاءة سوق فلسطين للأوراق المالية على المستوى الضعيف.
عموما جاءت نتائج اختبار نسبة التباين متوافقة مع معظم الدراسات التي استخدمت هذا الاختبار في الأسواق الناشئة باستثناء دراسة Lock (2007) التي أجريت على سوق تايوان.












جدول رقم ( 5)
نتائج اختبار نسبة التباين للعوائد اليومية الاصلية
لمؤشر القدس والمؤشرات القطاعية في سوق فلسطين للاوراق المالية
العوائد
المتغيرات
عدد فترات الابطاء المستخدمة في تشكيل نسبة التباين (q)
2
4
8
16
32
مؤشر القدس
VR(q)
645.
346.
161.
075.
04.
Z(q)
16.45-
16.36-
13.27-
9.82-
7.00-
Z*(q)
9.49-
9.44-
8.113-
6.383-
5.11-
البنوك
VR(q)
624.
381.
184.
088.
042.
Z(q)
10.00-
8.79-
7.31-
5.456-
3.912-
Z*(q)
6.695
5.072-
4.51-
3.672-
2.80-
الصناعة
VR(q)
595.
299.
151.
075.
039.
Z(q)
10.78-
9.96-
7.604-
5.534-
3.92-
Z*(q)
3.41-
3.73-
3.63-
3.29-
2.802-
التأمين
VR(q)
543.
274.
137.
072.
039.
Z(q)
12.17-
10.31-
7.73-
5.55-
3.92-
Z*(q)
5.083-
4.96-
4.726-
3.71-
2.8-
الاستثمار
VR(q)
656.
356.
167.
073.
039.
Z(q)
9.16-
9.14-
7.46-
5.55-
3.92-
Z*(q)
6.001-
5.941-
4.58-
3.713-
2.92-
الخدمات
VR(q)
599.
313.
149.
071.
04.
Z(q)
10.66-
9.76-
7.63-
5.56-
3.92-
Z*(q)
7.137-
6.757-
5.525-
4.321-
3.27-
قيمة Z الجدولية 2.57± عند مستوى معنوية 1%.












جدول رقم ( 6  )
نتائج اختبار نسبة التباين للعوائد اليومية المعدلة
لمؤشر القدس والمؤشرات القطاعية في سوق فلسطين للاوراق المالية
العوائد
المتغيرات
عدد فترات الابطاء المستخدمة في تشكيل نسبة التباين (q)
2
4
8
16
32
مؤشر القدس
VR(q)
58.
268.
172.
059.
03.
Z(q)
19.62-
18.27-
13.75-
9.96-
7.06-
Z*(q)
9.95-
9.50-
8.414-
6.723-
4.8-
البنوك
VR(q)
47.
26.
126.
06.
031.
Z(q)
14.07-
10.49-
7.8-
5.602-
3.943-
Z*(q)
9.596-
7.081-
5.616-
4.336-
3.281-
الصناعة
VR(q)
51.
25.
129.
064.
032.
Z(q)
13.03-
10.59-
7.77-
5.58-
3.94-
Z*(q)
8.81-
7.145-
5.591-
4.318-
3.277-
التأمين
VR(q)
483.
242.
117.
062.
035.
Z(q)
13.7-
10.74-
7.89-
5.59-
3.93-
Z*(q)
5.754-
5.263-
4.702-
3.312-
3.022-
الاستثمار
VR(q)
532.
276.
133.
054.
029.
Z(q)
12.42-
10.25-
7.74-
5.64-
3.95-
Z*(q)
6.101-
5.63-
4.74-
3.84-
2.95-
الخدمات
VR(q)
52.
264.
127.
059.
033.
Z(q)
13.001-
10.44-
7.79-
5.61-
3.934-
Z*(q)
8.664-
7.044-
5.61-
4.342-
3.273-
قيمة Z الجدولية 2.57± عند مستوى معنوية 1%.

خلاصة النتائج والتوصيات:
قامت هذه الدراسة باختبار المستوى الضعيف من الكفاءة في سوق فلسطين للاوراق المالية، من خلال دراسة سلوك عوائد مؤشر القدس والمؤشرات القطاعية الخمسة العاملة في السوق للفترة 1997-2008، وقد تم تطبيق أربعة اختبارات مختلفة هي: الارتباط المتسلسل، والتكرارات ، وجذر الوحدة، ونسبة التباين.
وبينت النتائج التي تم الحصول عليها من اختبار الارتباط المتسلسل على رفض الفرضية الصفرية للسير العشوائي لعوائد مؤشر القدس والمؤشرات القطاعية الخمسة، الا انه وبعد تعديل العوائد بأثر عدم تكرار (ضعف) التداول لم يتم رفض الفرضية الصفرية لقطاعات البنوك والصناعة والاستثمار.
كما بيّنت نتائج اختبار التكرارات على رفض الفرضية الصفرية للسير العشوائي لعوائد مؤشر القدس ومؤشري البنوك والخدمات، فيما لم يتم رفضها لعوائد مؤشرات الصناعة والتامين والاستثمار، وقد اختلفت النتائج عند تعديل العوائد بأثر عدم تكرار (ضعف) التداول حيث لم يتم رفض الفرضية الصفرية لجميع المؤشرات باستثناء عوائد مؤشر قطاع التأمين.
ويستدل من نتائج هذين الاختبارين أن هناك توافقاً في نتائجهما، إلى حد ما، خاصة في حالة العوائد المعدّلة بأثر عدم تكرار (ضعف) التداول، حيث بينت النتائج على كفاءة سوق فلسطين للأوراق المالية على المستوى الضعيف.
إلاّ ان نتائج اختبار جذر الوحدة بينت رفض الفرضية الصفرية للسير العشوائي سواء في حالة العوائد الأصلية أو في حالة العوائد المعدّلة بأثر عدم تكرار (ضعف) التداول، وتوافقت معها نتائج اختبار نسبة التباين في حالتي ثبات التباين وعدم ثبات التباين، حيث فشلت هذه النتائج في دعم فرضية السير العشوائي لعوائد مؤشر القدس والمؤشرات القطاعية باستخدام العوائد الأصلية أو المعدّلة بأثر عدم تكرار (ضعف) التداول على حد سواء.
وبشكل عام يمكن الاستنتاج بأن سوق فلسطين للأوراق المالية غير كفؤ على المستوى الضعيف وذلك بسبب الخصائص المتعلقة به من ضعف للتداول وضعف للسيولة، ويمكن أن تتحسن كفاءة هذا السوق فيما لو تم اتخاذ إجراءات تكفل زيادة التداول ومن ثم السيولة وفي هذا المجال فإن الباحث يوصي بما يلي:
1- تعميق الوعي الاستثماري بمختلف وسائل التوعية والاتصال، ولعلّ التركيز على المناهج الدراسية تمثل إحدى الوسائل الضرورية لغرس مفاهيم الادخار والاستثمار، وقد بدأت إدارة سوق فلسطين للأوراق المالية فعلاً ببرنامج ندوات وورش عمل في الجامعات الفلسطينية من اجل نشر الوعي الاستثماري لدى جموع الطلبة، ونوصيها بالاستمرار في هذا النهج.
2- التركيز على العوامل المساعدة في تنشيط السوق كالإفصاح الكامل عن المعلومات وتوفيرها بعدالة، ويمكن أن يكون لإلزام الشركات المساهمة المدرجة في السوق على إصدار ميزانيات نصف سنوية، إضافة إلى الميزانيات السنوية، دوراً مهماً في هذا المجال، حيث يتيح ذلك للمستثمرين الاطلاع بشكل مستمر على أوضاع الشركات وبالتالي جعل أسعار الأسهم تعكس بعمق واقع هذه الشركات.

ولأن هذه الدراسة تمثل أول دراسة تحليلية لاختبار الكفاءة في سوق فلسطين للأوراق المالية، وتضاربت النتائج بين الاختبارات التقليدية والاختبارات اللاحقة لها، قد يكون  في استخدام نماذج اكثر تقدماً، مثل نموذج GARCH(1,1)، الكلمة الفصل، وهذا يمثل مجال عمل خصب لدراسات لاحقة.
المراجع:
1-   الصفحة الالكترونية لسوق فلسطين للاوراق المالية www.p-m-s.org.ps
2-   الفيومي، نضال احمد، 2003، أثر خصائص الأسواق الناشئة على اختبارات الكفاءة: دراسة تطبيقية على بورصة عمان، دراسات العلوم الإدارية، المجلد 30، العدد 2، ص ص 322-333.
3-   المقابلة، على حسين، وسمير برهومة، 2002، كفاءة سوق عمان المالي – قطاع البنوك والشركات المالية، مجلة الإدارة العامة، المجلد 41، العدد 4، ص ص 747 – 772.
4-      الهندي، منير إبراهيم ،2002 ، الأوراق المالية وأسواق رأس المال، الإسكندرية، منشاة المعارف.
5-   Abraham, A., F.J. Seyyed and S.A. Alsakran, 2002, Testing the Random Walk Behavior and Efficiency of the Gulf Stock Markets, The Financial Review, 37,469-480.
6-       Al-Qudah, Kamal A., 1997, An Empirical Testing of the Randomness Hypothesis in Amman Financial Market, Dirasat Administrative Sciences, 24, 535-542.
7-       Antoniou, A., N. Ergul, and P. Holmes, 1997, Market efficiency, thin trading and non-linear behavior: evidence from and emerging market, European Financial Management, 3 , 175-190.
8-       El-Kouri, R., and M. Civelek, 1993, The Behavior of Common Stock Prices in Amman Financial Market, Abhath Al-Yarmouk, 9, 9-28.
9-       Fama, E.,1965, The Behavior of Stock Market Prices, Journal of Business, 38, 34-105.
10-   Fama, E. ,1970, Efficient Capital Markets: A Review of Theory and Empirical Work, Journal of Finance, 25, 383-417.
11-   Fama, E. ,1991, Efficient Capital Markets II, The Journal of Finance, 46, 1575-1610.
12-   Fawson, C., T. F. Glover, W. Fang, and T. Chang, 1996, The Weak – Form Efficiency of the Taiwan Share Market, Applied Economics Letters, 3, 663-667.
13-   Grieb, T., and M.G. Reyes, 1999, Random walk tests for Latin American equity indices and individual firm, Journal of Financial Research, 4, 371-383.
14-   Gupta, R., and P.K. Basu, 2007, Weak Form Efficiency in Indian Stock Markets, International Business and Economics Research Journal, 6, 57-64.
15-   Islam, A., and M. Khaled, 2005, Tests of Weak – Form Efficiency at Dhaka Stock Exchange, Journal of Business Finance and Accounting, 32, 1613-1624.
16-   Lo, A., and C. MacKinlay, 1988, Stock market prices do not follow random walks: Evidence from a simple specification test, Review of Financial Studies, 1, 41-66.
17-   Lock, Dat Bue, 2007, The Taiwan Stock Market does Follow a Random Walk, Economics Bulletin, 7, 1-8.
18-   Miller, M., J. Muthuswamy, and F. Whaley,1994, Mean Reversion of Standard and Poor 500 Index Basis Changes: Arbitrage Induced or Statistical Illusion?, Journal of Finance, 49, 479-513.
19-   Squalli, J., 2006, Anon-parametric assessment of weak-form efficiency in the UAE financial markets, Applied Financial Economics, 16, 1365- 1373.
20-   Urrutia, J.L., 1995, Tests of random Walk and Market efficiency for Latin American emerging markets, Journal of Financial Research, 18, 299-309.


ليست هناك تعليقات:

إرسال تعليق