UNA PRUEBA DE LA TEORÍA DE LA PARIDAD DE LAS TASAS DE INTERÉS PARA EL CASO DE ARGENTINA

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UNA PRUEBA DE LA TEORÍA DE LA PARIDAD DE LAS TASAS DE INTERÉS

PARA EL CASO DE ARGENTINA

Jorge Luis Mauro

^*

Diciembre de 2005

*Tesis de Licenciatura en Economía, Universidad Católica Argentina (UCA).

Director: Adrián Broz.

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Resumen Ejecutivo:

Luego del derrumbe del sistema de Bretton Woods el flujo de capitales entre países ha tomado una gran importancia. Una variable determinante del movimiento de los flujos de capitales es la tasa de interés.

En ese sentido, los economistas han hecho especial hincapié en tratar de explicar el com- portamiento de las tasas de interés siendo este el motivo de análisis de este trabajo. La teoría de la paridad de las tasas de interés establece que la rentabilidad de dos activos con riesgo, maturity y liquidez similar debe ser igual, independientemente del país donde es- tén depositados dicho activos.

El presente trabajo analiza la teoría de la paridad descubierta de las tasas de interés para el caso de Argentina comparando el rendimiento de un activo en la Argentina con el rendimiento del mismo activo en México, Brasil y los Estados Unidos. Se llega a la conclu- sión de que la teoría de la paridad de las tasas de interés puede predecir correctamente el signo de la variación del tipo de cambio de Argentina no así la magnitud de esta varia- ción. Como consecuencia de esto, se viola la teoría de la paridad de las tasas de interés.

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Introducción:

Luego del derrumbe del sistema de Bretton Woods, el flujo de capitales entre países ha crecido significativamente debido a la progresiva eliminación de las restricciones a los movimientos de capitales. Como consecuencia de esto, resulta muy importante el análisis de las tasas de interés de los distintos países siendo ésta variable determinante en el sentido de circulación de los capitales.

El objetivo del presente trabajo consiste en testear la teoría de la paridad de las tasas de interés para el caso de Argentina. La teoría de la paridad de las tasas de interés establece que la rentabilidad de dos activos con riesgo, maturity y liquidez similar debe ser igual, independientemente del país donde estén depositados dicho activos.

Este trabajo analizará la paridad descubierta de las tasas de interés (Uncovered Interest Rate Parity Condition) para el caso de Argentina. Una vez analizado esto se calculará el gap entre la tasa de interés teórica que predice la paridad de las tasas de interés y la tasa de interés nominal observada, siendo esta diferencia un proxy del riesgo crediticio del sistema financiero argentino.

Este trabajo, comparará el rendimiento real¹ de los depósitos en Argentina, Brasil, Méxi- co y los Estados Unidos ajustados por las expectativas de variación del tipo de cambio entre la moneda local de cada uno de dichos países y el dólar.

Puesto que la teoría de la paridad de las tasas de interés es una identidad planteada para activos de similares características, los depósitos de los distintos países analizados serán ajustados por riesgo.

Se intentará demostrar que la paridad descubierta de las tasas de interés se viola en cier- tos períodos por distintas condiciones. Una posible explicación de este fenómeno puede

1 El rendimiento real se calcula eliminando el efecto inflacionario de las tasas de interés nomina- les. La mejor aproximación es utilizando la ecuación de Fisher que establece que:

) 1 ( . ) 1 ( ) 1

( +i = +π +r

Donde i es la tasa de interés nominal, r es la tasa de interés real y πes la tasa de inflación.

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ser la existencia de barreras a los movimientos de capitales², un “premio de riesgo” por invertir en la Argentina, el riesgo de que ocurra un cambio institucional o un cambio abrupto en la política económica u otros factores que ahuyenten a los potenciales inversores de explotar una oportunidad rentable³.

Para realizar este trabajo, se utilizará un modelo econométrico basado en la teoría de la paridad de las tasas de interés que será comparado con la evidencia empírica. Dicho modelo se basará en la siguiente ecuación⁴:

(1) _e _US _ARGvsUSA

US AR

US AR AR

t R EMBI

E

R E ⎟⎟− −

⎠

⎞

⎜⎜⎝

⎛ −

+

= _$

$ /

$

$ /

$

$ 1

ε Donde:

Aleatoria Variable

. (Treasury) riesgo

de libre bono un sobre por Argentino bono

un pagar debe que Spread

dólar).

por pesos de (cantidad Forward

cambio de

Tipo E

dólar).

por pesos de (cantidad Spot

Cambio de

Tipo E

año.

un a dólares en

depósitos los

a aplicado real

interés de

Tipo

año.

un a pesos en depósitos los

a aplicado real

interés de

Tipo

e AR$/US$

AR$/US$

$

=

t

ARGvsUSA US

AR

EMBI R R

ε

A partir de esta ecuación, puede elaborarse el test. Si la paridad de las tasas de interés se cumpliera para el período analizado, la variable ε_t debería comportarse como un ruido blanco de manera tal que tanto la esperanza matemática como la varianza de dicha variable sean nulas.

(2) ( ) 0 0 ) (

2 =

=

t

E t

ε σ

ε

2 La perfecta movilidad de capitales implica que los agentes económicos locales libremente pue- den prestar o endeudarse en los mercados internacionales de capitales a la tasa de interés real del mundo.

3 Estas son algunas explicaciones de la violación de la paridad de las tasas de interés, pero no son extensivas a todas las explicaciones posibles. Podrían existir otros motivos que escapan del objetivo del presente trabajo y no serán analizados en el mismo.

4 En realidad se utilizarán tres ecuaciones de similares características como será explicado a con- tinuación. Esta ecuación fue utilizada por Cumby y Obstfeld (1981).

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De la combinación de los tipos de cambio, pueden utilizarse los tipos de cambio cruzados (crossed exchange rates) entre todas estas monedas de manera de expresarlas de forma estandarizada en pesos argentinos por unidad del país bajo análisis.

De esta forma se obtendrán tres ecuaciones principales para demostrar la paridad de las tasas de interés entre Argentina y Estados Unidos, México y Brasil. Estas ecuaciones fundamentales que serán el principal objetivo de este trabajo serán:

US AR

US AR AR

t R EMBI

E

R E ⎟⎟⎠− −

⎞

⎜⎜⎝

⎛ −

+

= _$

$ /

$

$ /

$

$ 1

ε

(4) _e _MX _ARGvsMEX

MX AR

MX AR AR

t R EMBI

E

R E ⎟⎟− −

⎠

⎞

⎜⎜⎝

⎛ −

+

= _$

$ /

$

$ /

$

$ 1

ε

(5) _e _BR _ARGvsBRA

BR AR

BR AR AR

t R EMBI

E

R E ⎟⎟⎠− −

⎞

⎜⎜⎝

⎛ −

+

= _$

$ /

$

$ /

$

$ 1

ε Donde:

Blanco Ruido

Variable

. mexicanos) pesos

cambio de

Tipo E

real).

cambio de

Tipo E

dólar).

cambio de

Tipo E

. mexicanos) pesos

Cambio de

Tipo E

real).

Cambio de

Tipo E

dólar).

Cambio de

Tipo E

año.

un a dólares en

depósitos los

a aplicado real

interés de

Tipo

año.

un a mexicanos pesos

en depósitos los

a aplicado real

interés de

Tipo

año.

un a reales en depósitos los

a aplicado real

interés de

Tipo

año.

un a pesos en depósitos los

a aplicado real

interés de

Tipo

e AR$/MX$

e AR$/BR$

e AR$/US$

AR$/MX$

AR$/BR$

AR$/US$

$

=

t US MX BR AR

R R R R

ε

El trabajo esta organizado de la siguiente manera. La SECCIÓN I explica brevemente la teoría de la paridad de las tasas de interés. La SECCIÓN II detalla los principales apor- tes de diversos autores que han abordado el tema. En la SECCIÓN III se realizará el test de la paridad de las tasas de interés basados en las ecuaciones 3, 4 y 5 comparando el

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rendimiento real de los depósitos en Pesos Argentinos con el rendimiento real de depósi- tos en Reales Brasileros, Dólares Estadounidenses y Pesos Méxicanos. Luego de discutir estos resultados, en la SECCIÓN IV se calculará la diferencia entre la tasa de interés nominal predicha por la ecuación de la paridad de las tasas de interés y la tasa de interés nominal observada siendo esta diferencia un Proxy del riesgo crediticio del sistema fi- nanciero argentino. Los comentarios finales y la conclusión son presentados en la SEC- CIÓN V. Adicionalmente, se incluye un apéndice estadístico con información de las se- ries de datos presentadas en este trabajo.

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I) Teoría de la Paridad de las tasas de interés:

La paridad de las tasas de interés establece que la rentabilidad de dos activos con riesgo, maturity y liquidez similar debe ser igual, independientemente del país donde estén depo- sitados dichos activos. Es decir que los activos argentinos en forma de depósitos en Pesos Argentinos (AR$) deben rendir exactamente lo mismo que los activos en forma de depó- sitos en Dólares Americanos (US$) en Estados Unidos considerando estos dos activos como sustitutos al poseer similares características. Si esta condición no se cumple el arbitraje de los depositantes de ambos países llevará a una igualdad de las tasas de rendimien- to de los mismos.

El rendimiento de un depósito en una divisa determinada viene dado por la tasa de interés que ofrece dicho depósito en esa divisa. Pero al comparar dos depósitos denominados en distintas monedas, se debe tener en cuenta no solo el rendimiento del mismo, sino tam- bién la variación esperada de una moneda respecto de la otra. De esta forma para analizar los rendimientos debemos tener en cuenta no sólo las tasas de interés sino también el tipo de cambio actual (Tipo de Cambio Spot) y el esperado (Tipo de Cambio Forward). Ade- más, puesto que los activos se encuentran depositados en distintos países, están sujetos a distinta calidad crediticia del país de origen. De esta forma el rendimiento también debe ser ajustado por riesgo para que se cumpla la paridad.

En caso de esperarse una depreciación del peso respecto del dólar de por ejemplo un 20%, nadie querrá tener depósitos en pesos a menos que se ofrezca una rentabilidad esperada en pesos igual a la rentabilidad esperada que se obtiene de depositar dólares en los Estados Unidos más un plus que cubra el 20% de depreciación esperada del peso respecto del dólar. Lo dicho anteriormente representa una identidad que puede ser expresada como⁵:

(6) ⎟⎟⎠

⎞

⎜⎜⎝

⎛ −

+

≡ 1

$ /

$

$ /

$

$ e

US AR

US AR AR

US E

R E R

Para clarificar mejor el concepto, citaré un ejemplo incluido en (Haque, 2003):

5 En la siguiente ecuación se supone que los dos activos poseen el mismo riesgo. Es por esta ra- zón que no se incluye el término de ajuste de riesgo.

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“Supongamos que un inversor realiza las siguientes acciones:”

1. Pide prestadas 100.000 Libras esterlinas a una tasa del 6% anual por un año.

Este inversor asume un pasivo de 106.000 libras a pagar dentro de 1 año. Simul- táneamente, este inversor vende los dólares que espera ganar en el mercado de forwards a un tipo de cambio de 1.51 US$/libra a un año.

2. Convierte las libras que obtuvo en dólares estadounidenses al tipo de cambio spot de 1.50 US$/libra y recibe 150.000 dólares que invierte durante 1 año a una tasa del 9% anual y espera recibir US$ 150.000 (1.09) = US$ 163.500.

3. Al vencimiento de esta inversión, canjea los dólares obtenidos por libras al tipo de cambio pactado en el contrato a futuro obteniendo 163.500/1.51 = 108.278 libras.

4. Devuelve las 106.000 libras que había pedido prestadas (100.000 libras de capi- tal más 6.000 libras de intereses) obteniendo una ganancia asegurada de 2.278 libras.

En el citado ejemplo, este inversor ha obtenido una ganancia sin asumir riesgos puesto que la fluctuación del tipo de cambio estaba cubierta por un contrato a plazo. Esta situa- ción generará que todos los inversores quieran comprar libras a plazo, invirtiendo hoy en dólares y recomprando sus libras en el futuro. Esta situación generará una apreciación de la libra a futuro, es decir que se espera una apreciación de la libra que iguale la rentabilidad de ambas inversiones. Esto es precisamente lo que establece la Paridad de las Tasas de Interés. Siguiendo con el ejemplo, la libra deberá apreciarse en el mercado forward hasta un tipo de cambio de 1.54 dólares por libra para que de esta manera ambas inversiones ofrezcan el mismo rendimiento y se eliminen las ganancias por arbitraje (ver detalle en el Cuadro 1, Escenario B).

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Cuadro 1: "Resultado del arbitraje sobre el tipo de cambio"

Escenario Resultado Inversión en Dólares

TC Forward (US$ / Libra)

Inversión converti- da a Libras

Deuda en Libras

Ganancia por Arbitraje

A $163,500 1.5100 £108,278 £106,000 £2,278

B (con

arbitraje) $163,500 1.5425 £106,000 £106,000 £0

Es importante tener en cuenta que el tipo de cambio esta expresado en Dólares por Libra por lo tanto un aumento de la cantidad de dólares que hay que entregar por una libra sig- nifica una depreciación del dólar o lo que es lo mismo una apreciación de la libra.

En conclusión, la paridad de las tasas de interés establece que el tipo de cambio futuro (o las expectativas futuras del tipo de cambio spot) debe cubrir la diferencia entre las tasas de interés de dos países al comparar un activo de similar riesgo. En general, no debe existir⁶ la posibilidad de hacer “dinero fácil” fondeándose en un país a una tasa R0 e invir- tiendo ese capital en otro país a una tasa R1 mayor a R0 obteniendo así una ganancia, puesto que si bien la tasa R1 es mayor a R0, la moneda en la cual esta pactada R1 se de- preciará respecto de R0 igualando el rendimiento real de ambas colocaciones.

6 Esto es por el rol que cumple el arbitraje. Es decir que si todos los inversores intentan explotar la oportunidad de obtener dinero fácil, arbitrarán llevando al equilibrio de las tasas de interés.

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II) La paridad descubierta de las tasas de interés en retrospectiva:

La literatura que analiza la paridad descubierta de las tasas de interés es amplia y variada.

Fisher (1930) es quien describió en detalle la Paridad de las Tasas de Interés motivando la investigación posterior de una gran cantidad de autores.

Dentro de la teoría económica financiera existen una gran cantidad de rompecabezas (puzzles) entre los que se destacan principalmente dos, el Forward Discount Puzzle y el Home Bias Puzzle (K. Lewis – 1994).

El Home Bias Puzzle consiste en que los agentes económicos locales no diversifican lo suficiente en activos extranjeros.

Por otro lado, el Forward Discount Puzzle consiste en que en la estimación del tipo de cambio futuro implícito en los contratos de futuros, es una mala estimación del tipo de cambio spot futuro siendo el tipo de cambio forward un estimador sesgado del tipo de cambio spot futuro. A partir de esta conclusión, puede rechazarse la paridad de las tasas de interés ya que se viola un supuesto fundamental de ésta.

El Forward Discount Puzzle establece que países con altas tasas de interés generarán una apreciación de su moneda violando la Paridad de las Tasas de Interés.

El pionero que analizó el Forward Discount Puzzle por primera vez, fue Bilson (1981) mediante la siguiente ecuación⁷:

( 7 ) RAR$ ⁻RUS$ ⁼^α⁺^β

(

FAR$/US$ ⁻EAR$/US$

)

⁺^µ

En la cual es la depreciación porcentual del tipo de cambio, es el diferencial porcentual de tasas de interés,

$ /

$

$ /

$ US AR US

AR E

F −

$

$ US

AR R

R − α representa el intercepto, β

7 En realidad esta ecuación es una simplificación de la planteada originalmente por Bilson debido a que es más intuitiva la utilizada en ( 7 ). La ecuación original planteada por Bilson es:

t t t

t x x

s − =β + β − +µ

∆ ₋₁ ₀ ( ₁ 1) ₋₁

Donde ∆s_t representa la variación del tipo de cambio spot realizada, x_t₋₁ es el forward premium y µ_t es el término de error estocástico. Bilson testea la hipótesis conjunta de que tanto β₀ como

) 1

(β₁− son iguales a 0 al 95% de confianza.

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es la pendiente y µ representa el término de error estocástico. El testeo de la Paridad de las Tasas de interés consiste en probar la hipótesis nula:

α = 0 Ho: β = 1 E (µ ) = 0

En otras palabras, la depreciación realizada del tipo de cambio spot es igual al diferencial de tasas de interés más un término de error, µ.

En base a este test, si se acepta Ho, se estaría aceptando la Paridad de las Tasas de Inte- rés. Si por el contrario se rechaza, es importante el valor que tome β . En el caso de que

β sea igual a -1 o un valor aproximado, se estaría cumpliendo el Forward Discount Puzzle puesto que el diferencial de tasas lograría el efecto contrario al esperado por la teoría de la paridad de las tasas de interés respecto del tipo de cambio.

Fama (1984) realizó la regresión de la ecuación ( 7 ) para el Dólar Norteamericano comparado con la Libra Esterlina de Inglaterra, los Marcos Alemanes y los Yenes Japoneses obteniendo como resultado β ´s negativos en los tres casos. β = -3.33 para los Marcos Alemanes, β = -2.31 para las Libras Inglesas y β = -2.28 para los Yenes Japoneses.

Froot (1990) estimó la ecuación ( 7 ) obteniendo un β promedio de –0.88 a través de más de 75 estimaciones publicadas. En Froot muy pocas estimaciones de β son positivas y ninguna es igual o mayor que la hipótesis nula de β =1.

Hodrik (1987) hace un resumen de todos los que hicieron regresiones sobre los excesos de retorno similares a los del precursor Bilson.

Una vez comprobada la violación empírica de la paridad de las tasas de interés, diversos trabajos intentan esbozar una explicación del fenómeno. Sin embargo, como bien lo re-

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marca Hodrik (1987): “no tenemos un modelo para los retornos esperados que se ajuste a los datos de la realidad”.

Las explicaciones sobre la violación de la Paridad de las Tasas de Interés pueden clasifi- carse en 2 categorías:

a. Foreign Risk Premium (Premio de Riesgo):

Fama (1984) elabora un modelo para explicar los retornos excesivos de un activo llegando a la conclusión de que el término ε = en donde η ε es el término de error de la ecuación ( 7 ) común utilizada por todos y η es el PREMIO DE RIESGO. Es decir que la desviación de la UIP se encuentra explicada por el término de error ε que es exactamente igual al PREMIO DE RIESGO (η). Bajo esta explicación, la violación de la UIP y el consi- guiente exceso de retorno es explicado por el premio de riesgo que debe afrontar esta persona. El premio de riesgo esta dado por la fluctuación del tipo de cambio y se conoce como Foreign exchange risk premium. Un in- versor que desee mantener activos denominados en moneda extranjera, para luego convertirlos en el período t+1 a moneda local, esta afrontando un riesgo que se ve compensado por el “premio de riesgo”.

Sin embargo, esta explicación es refutada en Lewis (1994) quien emplea el modelo CAPM por un lado y la inigualdad de Jensen por otro. Los resultados a los que llega en ambos casos son similares. A menos que la aversión al riesgo sea extremadamente alta, ninguno de los dos modelos puede explicar el premio de riesgo.

Cumby (1987) intenta explicar si los retornos excesivos que surgen de la violación de la paridad de las tasas de interés se deben al riesgo. Mediante un modelo de consumo basado en la maximización de utilidad de un agente representativo, intenta explicar el premio del riesgo. Sin embargo, Cumby

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concluye que no se puede explicar el diferencial por el riesgo utilizando este tipo de modelos.

b. Errores de Expectativas:

I. Problema de Aprendizaje (Learning) – Froot y Thaler (1990) : Los agentes van aprendiendo con el tiempo. Por eso pueden equivocarse y yerran sus pronósticos. Es decir que los agentes se comportan de forma irracional o no usan la información disponible de una manera eficiente.

II. Peso Problem: El problema de Peso surge cuando los agentes prevén algo que luego no se materializa en la serie de tiempo analizada. El primero en utilizar el término de Problema de Peso fue Friedman (1970) al explicar el porque las tasas de interés del peso Mexicano eran sustancialmente superiores a las tasas de interés de Estados Uni- dos siendo el tipo de cambio entre estos dos países fijo (Lewis). El primero en discutir sobre el Problema de Peso fue Rogoff (1980) quien al comparar el rendimiento entre dos plazos fijos, uno en México y otro en Estados Unidos rechazó la hipótesis de que β =1 dando como explicación que el mercado anticipó correctamente la devaluación del peso Mexicano a fines de 1970.

Finalmente, para terminar con esta sección es importante destacar algunas variaciones que se han hecho al test original de la ecuación ( 7 ).

Chinn y Meredith (2004) destacan que un aspecto característico de las estimaciones de la hipótesis de insesgamiento es que todos los tests se han hecho con tasas de interés de cor- to plazo (generalmente de 12 meses o menos). En este trabajo, los autores testean la pre- dictibilidad del tipo de cambio spot futuro a partir del tipo de cambio forward. Pero a diferencia de los trabajos anteriores sobre este tema, éste utiliza tasas de interés de largo plazo de bonos de maturity a 5 años para Alemania, Japón y Canadá. En este caso, las predicciones del TC tienen el signo correcto (+) y la mayoría de las estimaciones, β está

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más cerca de la unidad que de cero. Con una maturity a 5 años, no se puede rechazar la hipótesis nula de que el coeficiente de la pendiente (β ) es igual a la unidad. Estos resultados son consistentes con las conjeturas hechas por Mussa (1979) y Froot-Thaler (1990) de que la Paridad de las Tasas de Interés debería aplicar para horizontes más largos.

Jones (2000) separa el análisis de la ecuación ( 7 ) distinguiendo entre distintos momentos del tiempo, momentos en que el diferencial de tasas de interés es grande y momentos en que el diferencial de tasas es pequeño. El resultado al que llega Jones es que, en caso de que el diferencial de tasas sea grande y se espere en consecuencia una gran variación del tipo de cambio, no se puede rechazar la hipótesis nula de que β =1. Es decir que la paridad de las tasas de interés puede predecir correctamente el signo de la variación, no así la magnitud de esta. En cambio, en los momentos del tiempo en los cuales el diferencial de tasas es pequeño, no puede aceptarse la hipótesis nula de que β =1 rechazándose la Paridad de las Tasas de Interés.

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III) Testeo de la Paridad de las Tasas de Interés para Argentina:

En esta sección se regresarán las ecuaciones 3, 4 y 5 de manera de testear la paridad de las tasas de Interés para Argentina con los Estados Unidos, Brasil y México. En los tres casos deberá demostrarse que ε_t se comporta como una variable ruido blanco. Es importante aclarar que el trabajo va a focalizarse únicamente en el testeo de la paridad de las tasas de interés para Argentina dejando de lado las posibles explicaciones de la violación de la misma. Las explicaciones por errores de expectativas, problemas de peso o por la existencia de un premio de riesgo no serán analizadas en este trabajo y quedan para un análisis posterior del mismo.

El análisis que se hará en esta sección, es similar al utilizado por Cumby (1981) pero aplicado a la Argentina. La paridad de las tasas de interés va a ser testeada primero contra los Estados Unidos, una economía avanzada y luego contra dos economías emergentes como son los países Brasil y México.

Para cada regresión se utilizarán cuatro series que son⁸:

• Tasa de interés real de rendimiento de los depósitos en Pesos Argentinos.

• Expectativas de apreciación o depreciación del tipo de cambio en cuestión respec- to del Peso Argentino. Cabe aclarar que el tipo de cambio será definido de forma directa, en cantidad de Pesos Argentinos por cantidad de la moneda extranjera en cuestión.

• Tasa de interés real de rendimiento de los depósitos en la moneda extranjera en cuestión.

• Una medida del riesgo soberano, el EMBI que se utilizará para ajustar las distintas colocaciones por riesgo.

Testeo de la Paridad de las tasas de Interés entre Argentina y los Estados Unidos, Brasil y México:

Se regresan las ecuaciones 3, 4 y 5:

8 En el apéndice estadístico se detalla el origen de las series y el procedimiento utilizado para regresar las ecuaciones.

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US AR

US AR AR

t R EMBI

E

R E ⎟⎟⎠− −

⎞

⎜⎜⎝

⎛ −

+

= _$

$ /

$

$ /

$

$ 1

ε

(4) _e _MX _ARGvsMEX

MX AR

MX AR AR

t R EMBI

E

R E ⎟⎟⎠− −

⎞

⎜⎜⎝

⎛ −

+

= _$

$ /

$

$ /

$

$ 1

ε

(5) _e _BR _ARGvsBRA

BR AR

BR AR AR

t R EMBI

E

R E ⎟⎟− −

⎠

⎞

⎜⎜⎝

⎛ −

+

= _$

$ /

$

$ /

$

$ 1

ε

Se debe comprobar que la variable ε_t se comporta como una variable ruido blanco. Para cumplir con estas condiciones, tanto la esperanza matemática como la varianza de ε_t deben ser nulas.

Al realizar el test de hipótesis de que tanto la media como la varianza de ε_t son nulas, se obtuvieron los siguientes resultados para los 3 casos:

A)Test de Hipótesis entre Argentina y Estados Unidos:

Hypothesis Testing for PARIDADCONUSA Date: 11/01/05 Time: 19:43

Sample(adjusted): 7/21/2000 9/22/2005

Included observations: 1350 after adjusting endpoints Test of Hypothesis: Mean = 0.000000

Sample Mean = -0.268680 Sample Std. Dev. = 0.544381

Method Value Probability

t-statistic -18.13421 0.0000

B) Test de Hipótesis entre Argentina y México:

Hypothesis Testing for PARIDADCONMEXICO Date: 11/01/05 Time: 19:44

Sample(adjusted): 7/21/2000 9/22/2005

t-statistic -20.48171 0.0000

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C) Test de Hipótesis entre Argentina y Brasil:

Hypothesis Testing for PARIDADCONBRASIL Date: 11/01/05 Time: 19:45

Sample(adjusted): 7/21/2000 9/22/2005

t-statistic -22.88120 0.0000

Donde puede verse que según los valores del estadístico t (t1=-18.13, t2= -20.48 y t3=- 22.88) la probabilidad de que la media deε_t sea cero es nula y por lo tanto la probabilidad de queε_t se comporte como un ruido blanco es nula en los tres casos. De esta manera, al analizar la totalidad del período, la Paridad de las tasas de interés no se cumple puesto que los residuos se encuentran correlacionados.

Otra forma de testear lo mismo, es intentando modelar la diferencia en los tipos de cambio entre Argentina y Estados Unidos, México y Brasil, es decir testear el Forward Dis- count Puzzle (FDP). Haciendo una simple transformación algebraica en las ecuaciones 3, 4 y 5 e incluyendo un término que representa el intercepto y otro de pendiente po- demos obtener:

C1 C₂

(6) e

(

AR US ARGvsUSA

)

t

US AR

US

AR C C R R EMBI

E

E ⎟⎟⎠= + − − +ε

⎞

⎜⎜⎝

⎛ − ₁ ₂ _$ _$

$ /

$

$ /

$ 1

(7) e

(

AR MX ARGvsMEX

)

t

MX AR

MX

AR C C R R EMBI

E

E ⎟⎟= + − − +ε

⎠

⎞

⎜⎜⎝

⎛ − ₁ ₂ _$ _$

$ /

$

$ /

$ 1

(8) e

(

AR BR ARGvsUSA

)

t

BR AR

BR

AR C C R R EMBI

E

E ⎟⎟= + − − +ε

⎠

⎞

⎜⎜

⎝

⎛ − ₁ ₂ _$ _$

$ /

$

$ /

$ 1

Regresando estas ecuaciones en el E-Views⁹ se obtienen los siguientes resultados:

9 Software econométrico utilizado para realizar las regresiones. Más información en http://www.eviews.com.

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A)Regresión entre Argentina y Estados Unidos:

Dependent Variable: ARPVSUSD Method: Least Squares

Date: 10/22/05 Time: 19:11

Sample(adjusted): 7/21/2000 9/22/2005 Included observations: 1349

Excluded observations: 1 after adjusting endpoints ARPVSUSD=C(1)+C(2)*(IRAR-IRUSA-EMBIARG)

Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C(1) -0.015107 0.001525 -9.904631 0.0000 C(2) 0.061184 0.002705 22.62143 0.0000 R-squared 0.275311 Mean dependent var -0.029735 Adjusted R-squared 0.274773 S.D. dependent var 0.059579 S.E. of regression 0.050738 Akaike info criterion -3.122818 Sum squared resid 3.467587 Schwarz criterion -3.115098 Log likelihood 2108.341 Durbin-Watson stat 0.195227

B) Regresión entre Argentina y Brasil:

Dependent Variable: ARPVSBRP Method: Least Squares

Date: 11/01/05 Time: 20:07

Excluded observations: 1 after adjusting endpoints

ARPVSBRP=C(1)+C(2)*(IRAR-IRBR-EMBIARG+EMBIBRA)

C(1) 0.001345 0.001628 0.825990 0.4090 C(2) 0.065380 0.002783 23.49176 0.0000 R-squared 0.290628 Mean dependent var -0.019007 Adjusted R-squared 0.290101 S.D. dependent var 0.060100 S.E. of regression 0.050638 Akaike info criterion -3.126760 Sum squared resid 3.453944 Schwarz criterion -3.119040 Log likelihood 2111.000 Durbin-Watson stat 0.233318

C) Regresión entre Argentina y México:

Dependent Variable: ARPVSMXP Method: Least Squares

Date: 11/01/05 Time: 20:04

Excluded observations: 1 after adjusting endpoints

ARPVSMXP=C(1)+C(2)*(IRAR-IRMEX-EMBIARG+EMBIMEX)

C(1) -0.006890 0.001591 -4.330108 0.0000 C(2) 0.062397 0.002764 22.57726 0.0000 R-squared 0.274532 Mean dependent var -0.024141 Adjusted R-squared 0.273993 S.D. dependent var 0.060167 S.E. of regression 0.051266 Akaike info criterion -3.102096 Sum squared resid 3.540192 Schwarz criterion -3.094376 Log likelihood 2094.363 Durbin-Watson stat 0.195228

(19)

En donde se puede observar que el coeficiente de la pendiente es positivo en los tres casos pero significativamente distinto de la unidad. De esta manera, se viola la teoría de la paridad de las tasas de interés rechazándose la hipótesis nula Ho:

C2

1= 0 C Ho: C₂ = 1 E (ε_t) = 0

Analizando cada componente de esta hipótesis nula, puede observarse que se cumple sólo la primera condición de = 0 violándose las otras dos condiciones (el análisis detallado de la pendiente y de los residuos

C1

C2 ε_t se incluye a continuación). Por lo tanto, puesto que el tipo de cambio forward es un mal estimador del tipo de cambio spot futuro, se viola la paridad de las tasas de interés.

Sin embargo, es importante destacar que el signo del coeficiente de la pendiente, , es positivo tal como lo predice la teoría. De esta forma, los resultados obtenidos son similares a las conclusiones de Jones (2000). Jones distingue entre momentos del tiempo en los cuales el diferencial de tasas reales es grande y momentos en los cuales el diferencial es pequeño. Llega a la conclusión de que cuando el diferencial es grande (caso analizado en este trabajo) la teoría puede predecir correctamente el signo de la variación del tipo de cambio no así la magnitud de la misma. Las series de tiempo analizadas en este trabajo, presentan un amplio diferencial de tasas de interés reales entre Argentina y los demás países analizados, este amplio diferencial puede observarse en el cuadro N° 2 que se incluye a continuación:

C2

Cuadro 2: "Análisis de diferencial de tasas reales entre Argentina, México, Brasil y los Estados Unidos"

Tasa Real Promedio Argentina

Tasa Real Promedio México

Tasa Real Promedio

USA

Tasa Real Promedio

Brasil

GAP México GAP USA GAP Brasil

12.42% 8.91% 2.35% 17.98% 3.51% 10.06% -5.57%

$

RU S R_BR_$

$

RAR R_MX_$ R_{A R}_$ −R_{M X}_$ R_{A R}_$ −R_{U S}_$ R_{A R}_$ − R_{B R}_$