Alberto Naudon D.

Ivonne Vera R.

Rodrigo Valdés P.

Spanish

Research Papers in Economics

VOLUMEN 6, Nº2 / Agosto  2003
71
NOTAS DE INVESTIGACIÓN
Esta sección tiene por objetivo divulgar artículos breves escritos por economistas del Banco Central
de Chile sobre temas relevantes para la conducción de las políticas económicas en general y monetarias
en particular. Las notas de investigación, de manera frecuente, aunque no exclusiva, responden a
solicitudes de las autoridades del Banco.
RELACIÓN ENTRE EL TIPO DE CAMBIO Y EL SPREAD SOBERANO:
¿ES CHILE DIFERENTE?
Alberto Naudon D.*
Ivonne Vera R.*
Rodrigo Valdés P.**
I. MOTIVACIÓN OTIVACIÓN OTIVACIÓN OTIVACIÓN OTIVACIÓN
Contrariamente a lo que sucede en economías como
las de Brasil y México, la correlación entre tipo de
cambio y spread soberano en Chile ha sido baja (ver
gráfico 1). En principio, existen distintas hipótesis para
explicar esta aparentemente reducida correlación. Por
un lado, podría ser un síntoma de que el mercado no es
capaz de “arbitrar” excesos de movimiento en el tipo
de cambio. Por otro, es posible que la dinámica entre
tipo de cambio y spreads sea consecuencia de una
estructura económica de Chile diferente a la de los
países mencionados. La importancia de dilucidar si lo
que sucede en Chile se aleja de los “parámetros
normales” reside en que se ha argumentado que la baja
correlación podría hacer deseable que un agente estatal
participara más activamente en el mercado cambiario.
Esta nota evalúa si Chile es efectivamente diferente
del resto de los países en su correlación entre tipo de
cambio y spreads, paso inicial para evaluar causas y
consecuencias de una eventual “anormalidad”. La nota
presenta también un marco analítico simple que permite
entender por qué las correlaciones mencionadas pueden
variar sustancialmente entre países.
II. MARCO ANALÍTICO
Como forma de darle interpretación a la relación
entre los spreads y el tipo de cambio, se propone un
marco simple de análisis basado en tres relaciones
“estructurales”.
1 La primera ecuación corresponde a
la paridad descubierta de tasas de interés que, como
es usual, representa la determinación del tipo de
cambio en una economía abierta con libre movilidad
de capital:
()
* e
tt ktt t ss i i r + =+ - - (1)
donde s es el tipo de cambio spot,
e
tk s + es el tipo de
cambio esperado para k períodos más, ￿ es el riesgo
país e i (i*) es la tasa de interés interna (externa) de
plazo k períodos.
Aunque esta relación se cumple para conceptos, tanto
nominales como reales, de tasas de interés y tipo de
cambio, en lo que sigue hacemos abstracción de
factores nominales. Debido a que nuestro análisis
empírico se basa en datos de alta frecuencia (diarios)
utilizamos el tipo de cambio nominal en las
estimaciones. A esa frecuencia, los movimientos del
tipo de cambio real están fuertemente correlacionados
con el tipo de cambio nominal.
La segunda relación describe la evolución del tipo
de cambio esperado, el que se supone depende del
valor del tipo de cambio de equilibrio de largo
plazo, s , del riesgo país, y de un shock aleatorio.
* Gerencia de Análisis y Operaciones Internacionales.
* Gerencia de Análisis y Operaciones Internacionales.
** Gerencia de División Estudios.
Agradecemos los valiosos comentarios de Pablo García y Esteban Jadresic.
Los errores que persisten son de nuestra exclusiva responsabilidad.
1 Es posible considerar una estructura más compleja, por ejemplo, en
donde exista una función de reacción para la tasa de interés interna. Ello
va más allá del objetivo de esta nota, y no agrega argumentos fundamentales
para el análisis.ECONOMÍA CHILENA
72
Los determinantes de este tipo de
cambio podrían ser múltiples
variables, como el diferencial en
las tasas de crecimiento de la
productividad entre sectores de
bienes transables y no transables, el
gasto del gobierno, y la posición de
activos externos netos, entre otros.
e
tk t t ss ar u + =- + (2)
La relación entre el tipo de
cambio esperado y el riesgo país
puede ser positiva o negativa. En
este caso particular se supone
negativa, sobre la base de que en
el largo plazo un riesgo país muy
alto implicaría problemas para
conseguir financiamiento externo
y, por lo tanto, una posición de activos externos
relativamente menos deficitaria. La contraparte de
esto es que, en el largo plazo, se podrá mantener un
déficit de cuenta corriente mayor, coherente con
un tipo de cambio más apreciado (Faruqee, 1995).
Con todo, es posible también argumentar que esta
relación podría tener el signo inverso.
Por último, la evolución del riesgo país está
determinada por una serie de factores además del
valor spot del tipo de cambio
2 y de un shock aleatorio,
que suponemos independiente del shock
 
t u :
tt t s rr b z =+ + (3)
El efecto del tipo de cambio sobre el riesgo soberano
depende de la estructura de la economía. Por ejemplo,
una economía cuyos ingresos fiscales dependen
fuertemente del precio de un bien que se exporta,
verá disminuido su riesgo de no pago si el tipo de
cambio se deprecia. Por el contrario, una economía
que tiene una posición neta de activos en dólares
negativa verá que su riqueza disminuye con
aumentos del valor del tipo de cambio, lo que
implicaría un signo positivo. Lo mismo sucede si
los gastos del fisco están indexados de alguna manera
al tipo de cambio. Por ejemplo, si los intereses de la
deuda pública están indexados al tipo de cambio.
Resolviendo el sistema formado por las ecuaciones
(1), (2) y (3), y despejando los valores de ￿t y st, se
tiene que el comportamiento del tipo de cambio spot
y del riesgo país está determinado por las ecuaciones
(4) y (5) respectivamente:
() 1 1
11
tt t sS
a
zu
ab b ab b
-
=+ +
+- +- (4)
1
11
tt t
b
rz u
ab b ab b
=R+ +
+- +- (5)
donde  ()
*
1
tt si i
S
ar r
ab b
-+ - -
=
+-
y  () *
1
si i rb b
ab b
+- -
R=
+-
 son constantes.
De las ecuaciones (4) y (5) se desprende que shocks
al tipo de cambio esperado (￿) afectarán con igual
(distinto) signo al tipo de cambio spot y al riesgo
país si ￿ > 0 (￿ < 0), y que shocks de riesgo país (￿ )
afectarán con igual (distinto) signo al tipo de cambio
spot y al riesgo país si ￿  < 1 (￿ > 1).
La clave se encuentra en dos factores “estructurales”.
Primero, si los shocks de riesgo país disminuyen el
valor del tipo de cambio esperado, entonces la
2 Por ejemplo, Jaque y Rojas (2002) encuentran que, en el caso
del spread de bonos soberanos chilenos, el crecimiento de las
exportaciones, el nivel de actividad, la razón deuda de corto plazo
a reservas y la razón deuda externa a reservas son relevantes para
explicar la evolución del EMBI.
GRÁFICO 1
TCN y EMBI de Chile 2000 – 2003VOLUMEN 6, Nº2 / Agosto  2003
73
depreciación spot necesaria para mantener el
equilibrio de tasas de interés frente a un aumento
del riesgo país también es menor. Y segundo, si el
riesgo país disminuye con una depreciación del tipo
de cambio, entonces un shock en el tipo de cambio
esperado aumentará el valor spot de este, pero los
movimientos en la ecuación de paridad pueden
amortiguar (incluso anular) estos movimientos.
Esto mismo se refleja en el signo ambiguo de la
covarianza (y de la correlación) entre ambas
variables, el que depende del tamaño y signo de los
coeficientes y del tamaño de las volatilidades de
cada tipo de shock.
()
() ()
22
22
1
,
11
tt COV s zu
ab
rss
ab b ab b
-
=+
+- +-
(6)
Por ejemplo, debido a la importancia del precio
del cobre en los ingresos fiscales, es posible
argumentar que en el caso de Chile ￿ < 0. Si a esto
se suma que, debido a shocks reales, la volatilidad
del tipo de cambio esperado es elevada (alto
2
u s ),
entonces la correlación podría ser baja e incluso
negativa.
3 Por otro lado, en períodos (países) de mayor
volatilidad del riesgo país (alto
2
z s ), el signo de la
correlación podría ser positiva o su nivel más elevado.
III. ¿ES CHILE DIFERENTE
DE LOS DEMÁS?
De la discusión anterior se desprende que el tamaño
y el signo de la relación entre el tipo de cambio y el
riesgo país es un problema empírico, que depende
de la estructura de la economía, representada por los
parámetros ￿ y ￿ , y del tamaño relativo de los shocks.
En esta sección se presenta evidencia que trata de
evaluar si Chile es un caso especial en comparación
con otras economías emergentes.
Para este efecto se estiman regresiones para cada
país en las que se intenta explicar el diferencial
logarítmico del tipo de cambio nominal y el
diferencial en el riesgo país, medido con el EMBI
global.
4 Se calculan, asimismo, las correlaciones
simples entre las dos variables. Cabe mencionar que
en ambos ejercicios, y para las dos variables, se
utiliza primera diferencia (en log) de las variables y
no su nivel absoluto. Esto debido a que con las
pruebas estadísticas usuales, las series resultan ser
en su gran mayoría variables no estacionarias (I(1)).
Los datos presentados en el cuadro 1, columnas 2
y 3, corroboran lo señalado anteriormente en
cuanto a que la correlación entre el TCN spot y el
riesgo país puede variar considerablemente entre
países. Los datos reportados van desde una
correlación de 0.56 en Brasil a -0.07 en Hungría.
No obstante este amplio rango de correlaciones,
cabe notar que es más común que estas sean bajas
para los datos diarios. En Chile la correlación
para el período desde 5/28/99 hasta 9/05/03 es
de 0.044, valor similar al de otros países de la
muestra con grado de inversión, tales como
Bulgaria, Hungría, Polonia, Corea del Sur y
Tailandia. De hecho, los casos de correlaciones
muy altas en los datos diarios, como México y
Brasil, son más bien las excepciones. También se
incluyen los resultados basados en el spread de
emisiones particulares de Chile.
 5
Se puede argumentar que por trabajar con datos de
frecuencia diaria hay mucho ruido en la muestra. Por
esa razón se realizan dos estimaciones adicionales:
primero con datos diarios filtrados con un filtro HP,
para buscar los cambios de la “tendencia” del TCN, y
segundo con datos promedio mensuales. La primera
tiene la ventaja de que se mantiene un alto número de
observaciones, aunque el uso de filtros en series
financieras nominales puede tener problemas. La
segunda no usa filtros, aunque por construcción se
pierde un número considerable de observaciones.
En ambas estimaciones se observa que la correlación
y los coeficientes son sustancialmente más altos, en
un rango que va de 0.83 a 0.19 en el caso de las series
diarias filtradas, y desde 0.80 a 0.11 en las series de
promedios mensuales. En general, los datos muestran
correlaciones más altas que con los datos spot diarios.
La excepción es Argentina, pero en este país la muestra
tiene muy pocas observaciones. Nuevamente, y más
importante, Chile muestra un comportamiento similar
a los demás países con grado de inversión.
3 Una mayor volatilidad del tipo de cambio podría reflejar rigideces
en otros mercados. Si el tipo de cambio es el único precio relativo
que fluctúa ante un shock, es natural que se mueva más.
4 La ecuación estimada es d log(s)= ￿+￿ dlog(￿).  En este caso el
coeficiente encontrado es
() cov log( ), log( )
.
var( log( ))
ds d
d
r
r
5 Si se consideran exclusivamente los tres meses en que existía la banda
cambiaria y el bono 2009 ya se había emitido, la correlación llega a 0.11.ECONOMÍA CHILENA
74
CUADRO 1
Relación entre TCN y Riesgo País
Diarios Spot Diarios HP Prom. Mensuales
Coeficiente ￿ Coeficiente ￿ Obs. Coeficiente ￿ Obs.
Brasil 0.2664 0.5615 0.3044 0.8258 1,115 0.3133 0.8032 52
 [0.0225]  [0.0168]  [0.0383]
México 0.0826 0.4502 0.1266 0.7100 1,397 0.1292 0.6584 65
 [0.0091]  [0.0095]  [0.0208]
Filipinas 0.0645 0.2036 0.1238 0.6126 1,397 0.1060 0.5667 65
 [0.0235]  [0.0148]  [0.0230]
Colombia 0.0345 0.1678 0.1074 0.5982 1,397 0.0893 0.5291 65
 [0.0112]  [0.0104]  [0.0151]
Sudáfrica 0.0386 0.1195 0.1936 0.4636 1,397 0.1594 0.3843 65
 [0.0162]  [0.0323]  [0.0532]
Argentina 0.1213 0.1147 0.9203 0.7312 331 0.5550 0.5870 16
 [0.0726]  [0.1078]  [0.1872]
Corea del Sur 0.0237 0.0874 0.0787 0.3899 1,397 0.0753 0.4015 65
 [0.0078]  [0.0152]  [0.0157]
Chile 0.0060 0.0439 0.1152 0.4802 1,031 0.0959 0.4110 49
 [0.0041]  [0.0154]  [0.0320]
Tailandia 0.0045 0.0401 0.0959 0.4198 1,397 0.0678 0.3337 65
 [0.0024]  [0.0209]  [0.0342]
Rusia 0.0259 0.0391 0.0819 0.2106 1,224 0.0451 0.1402 57
 [0.0418]  [0.0226]  [0.0353]
Polonia 0.0042 0.0239 0.0784 0.3686 1,397 0.0929 0.4365 65
 [0.0063]  [0.0094]  [0.0145]
Bulgaria -0.0070 -0.0296 0.0118 0.0546 1,386 0.0242 0.1201 65
 [0.0060]  [0.0162]  [0.0302]
Hungría -0.0037 -0.0738 0.0293 0.1910 1,116 0.0186 0.1129 53
 [0.0014]  [0.0102]  [0.0249]
Memo:
Bono 2012 0.0160 0.0905 0.1685 0.8673 404 0.1657 0.7603 20
 [0.0080]  [0.0110]  [0.0198]
Bono 2009 0.0070 0.0483 0.0861 0.4524 1,058 0.0884 0.4806 50
 [0.0040]  [0.0111]  [0.0202]
Bono 2007 0.0158 0.1208 0.2247 0.7946 232 0.0888 0.4270 12
 [0.0082]  [0.0188]  [0.0387]
Bono 2005 0.0136 0.1501 0.0589 0.5996 275 0.0435 0.3311 14
 [0.0050]  [0.0081]  [0.0271]
Nota: La ecuación estimada es con MICO. Los datos incluyen el período de 01/01/1998 a 09/05/2003. Entre paréntesis se reportan los errores estándares
corregidos de Newey-West.VOLUMEN 6, Nº2 / Agosto  2003
75
IV. CONCLUSIONES
A partir de la evidencia presentada, se puede
concluir que no hay nada anormal en la baja
correlación que existe entre el tipo de cambio y el
riesgo país en Chile. De hecho, al comparar los
datos de Chile con los de los demás países,
especialmente aquellos que son grado de inversión,
se observa que la relación entre TCN y EMBI es
similar a la observada en dichos países. Más aún,
una correlación reducida puede ser coherente con una
situación de equilibrio si los parámetros estructurales
de la economía toman determinados valores. En el
caso particular de Chile, dada la importancia que
tienen los ingresos del cobre en las arcas fiscales y
la volatilidad de los términos de intercambio, no es
extraño que la correlación entre las variables
consideradas sea baja, e incluso negativa.
REFERENCIAS
Faruqee, H. (1995). “Long-Run Determinants of the Real
Exchange Rate: A Stock-Flow Perspective.” Staff Papers
42(1): 80-107. Fondo Monetario Internacional.
Jaque, F. y A. Rojas (2002). “Determinants of the Chilean
Sovereign Spread: Is it Purely Fundamental?” Mimeo.
Banco Central de Chile.

Relación entre el Tipo de Cambio y el Spread Soberano: ¿ Es Chile Diferente?

http://www.bcentral.cl/estudios/revista-economia/2003/agosto/vol6n2ago2003n71_75.pdf

Relación entre el Tipo de Cambio y el Spread Soberano: ¿ Es Chile Diferente?

Abstract

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