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Ine�ciencias en el Mercado Cambiario en México:
¿Prima de Riesgo o Irracionalidad?
Pseudónimo: Caminata Aleatoria
Categoría Tesis, Premio Nacional de Derivados 2009
Agosto, 2009
Índice
1. Introducción 1
2. Cronología del Tipo de Cambio en México 5
2.1. Tipo de Cambio Fijo (1954-1981) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 5
2.2. Tipo de Cambio Dual (1982-1991) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 8
2.3. Tipo de Cambio con Bandas de Flotación (1991-1994) . . . . . . . . . . 10
2.4. Tipo de Cambio Flexible (A partir de 1994) . . . . . . . . . . . . . . . 12
3. Algunos Conceptos de E�ciencia de Mercado 16
3.1. E�ciencia en el Mercado de Tipo de Cambio . . . . . . . . . . . . . . . 17
3.2. De la Hipótesis de E�ciencia a la Paridad Descubierta de Tasas de Interés 22
4. Un Análisis de E�ciencia para el Tipo de Cambio en México 24
4.1. Datos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 24
4.2. Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI) . . . . . . . . . . . . . . . 26
4.2.1. Revisión de la Literatura . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 26
4.2.2. Estimación Econométrica . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 29
4.2.3. Resultados . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 31
4.3. Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) . . . . . . . . . . . . . . 45
4.3.1. Revisión de la Literatura . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 45
4.3.2. Estimación Econométrica . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 47
4.3.3. Resultados . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 55
5. Causas de la Ine�ciencia del Mercado Cambiario en México: Irra-
cionalidad o Prima de Riesgo 64
5.1. Datos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 68
5.2. Descomposición del Coe�ciente de la Prima del �Forward� . . . . . . . 73
i
5.3. Prima de Riesgo como Explicación de la Ine�ciencia en el Mercado Cam-
biario Mexicano . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 75
5.4. Irracionalidad de las Expectativas como Explicación de la Ine�ciencia
en el Mercado Cambiario Mexicano . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 82
5.5. Implicaciones de la Ine�ciencia en el Mercado de Tipo de Cambio . . . 85
6. Discusión y Conclusiones 96
Apéndice 100
A. Tasas �Swap� 100
B. PCI con Tasas Soberanas 100
B.1. Datos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 101
B.2. Resultados . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 101
C. Costos de Transacción 103
D. PDI con Muestra Común entre Horizontes 104
ii
Índice de cuadros
1. Prueba de Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI) . . . . . . . . . 36
2. Prueba de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) Asumiendo PCI 57
3. Prueba de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) con Diferencial
de Tasas . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 63
4. Distintas Medidas de Depreciación Esperada . . . . . . . . . . . . . . . 69
5. Prueba de Existencia de Prima de Riesgo Asumiendo PCI . . . . . . . 76
6. Prueba de Existencia de Prima de Riesgo con Diferencial de Tasas . . . 77
7. Prueba de Expectativas Racionales asumiendo PCI . . . . . . . . . . . 83
8. Prueba de Expectativas Racionales con Diferencial de Tasas . . . . . . 84
9. Componentes del Sesgo de la Prima del �Forward� Asumiendo PCI . . 87
10. Componentes del Sesgo de la Prima del �Forward� con Diferencial de
Tasas . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 88
11. Comparación de las Varianzas de Depreciación Esperada y Prima de
Riesgo . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 95
12. Prueba de Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI) con Tasas Soberanas102
13. Prueba de PDI para Abr-03/Jun-07 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 106
14. Prueba de PDI para Abr-03/Jun-07 con Diferencial de Tasas . . . . . . 107
iii
Índice de �guras
1. Tipo de Cambio Fijo . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 7
2. Tipo de Cambio Dual . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 9
3. Tipo de Cambio con Bandas de Flotación . . . . . . . . . . . . . . . . . 12
4. Tipo de Cambio Flexible . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 15
5. Prima del �Forward� para h = 1 mes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 32
6. Prima del �Forward� para h = 3 meses . . . . . . . . . . . . . . . . . . 32
7. Prima del �Forward� para h = 6 meses . . . . . . . . . . . . . . . . . . 33
8. Prima del �Forward� para h = 12 meses . . . . . . . . . . . . . . . . . 33
9. Prima del �Forward� para h = 24 meses . . . . . . . . . . . . . . . . . 34
10. Riesgo País Implícito vs EMBI + . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 40
11. Estimadores de Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI) para h=1 mes 41
12. Estimadores de Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI) para h=3
meses . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 42
13. Estimadores de Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI) para h=6
meses . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 42
14. Estimadores de Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI) para h=12
meses . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 43
15. Estimadores de Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI) para h=24
meses . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 43
16. Correlograma de et+h = st+h � ft+h;t (h = 1) . . . . . . . . . . . . . . . 51
17. Correlograma de et+h = st+h � ft+h;t (h = 3) . . . . . . . . . . . . . . . 51
18. Correlograma de et+h = st+h � ft+h;t (h = 6) . . . . . . . . . . . . . . . 52
19. Correlograma de et+h = st+h � ft+h;t (h = 12) . . . . . . . . . . . . . . 52
20. Correlograma de et+h = st+h � ft+h;t (h = 24) . . . . . . . . . . . . . . 53
21. Estimadores de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) para h=1
mes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 59
iv
22. Estimadores de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) para h=3
meses . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 60
23. Estimadores de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) para h=6
meses . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 60
24. Estimadores de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) para
h=12 meses . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 61
25. Estimadores de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) para
h=24 meses . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 61
26. Depreciación Esperada vs Prima del �Forward�, h=1 mes . . . . . . . . 70
27. Depreciación Esperada vs Prima del �Forward�, h=3 meses . . . . . . . 71
28. Depreciación Esperada vs Prima del �Forward�, h=6 meses . . . . . . . 71
29. Depreciación Esperada vs Prima del �Forward�, h=12 meses . . . . . . 72
30. Depreciación Esperada vs Prima del �Forward�, h=24 meses . . . . . . 72
31. Error del �Forward� y Prima de Riesgo Implícita para h = 1 mes . . . 79
32. Error del �Forward� y Prima de Riesgo Implícita para h = 3 meses . . 79
33. Error del �Forward� y Prima de Riesgo Implícita para h = 6 meses . . 80
34. Error del �Forward� y Prima de Riesgo Implícita para h = 12 meses . . 80
35. Error del �Forward� y Prima de Riesgo Implícita para h = 24 meses . . 81
36. Estimadores de �er y �pr para h = 1 mes . . . . . . . . . . . . . . . . . 90
37. Estimadores de �er y �pr para h = 3 meses . . . . . . . . . . . . . . . . 90
38. Estimadores de �er y �pr para h = 6 meses . . . . . . . . . . . . . . . . 91
39. Estimadores de �er y �pr para h = 12 meses . . . . . . . . . . . . . . . 91
40. Estimadores de �er y �pr para h = 24 meses . . . . . . . . . . . . . . . 92
v
Resumen Ejecutivo
En este documento realizamos una evaluación del mercado de contratos �forward�
de tipo de cambio peso-dólar estadounidense que nos permite mostrar la existencia de
ine�ciencias en el mercado cambiario mexicano, así como la proporción de éstas que
pueden ser atribuidas a la presencia de una prima de riesgo que cambia en el tiempo o
a errores sistemáticos en las expectativas de los inversionistas.
En el presente estudio nos enfocamos en el periodo de libre �otación del peso que
va de noviembre de 1997 a junio de 2007 para los horizontes de pronóstico de corto
plazo de 1, 3 y 6 meses hacia delante, así como para los horizontes de predicción de
mediano plazo de 1 y 2 años hacia delante.
En primera instancia, por medio de técnicas econométricas, tanto estáticas como
dinámicas, documentamos que la hipótesis de e�ciencia de mercado establecida en la
condición de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) no parece cumplirse para
el mercado de tipo de cambio �forward� peso-dólar estadounidense en nuestro perio-
do de estudio y, contrario a la evidencia encontrada para economías industrializadas,
tampoco parece cumplirse la condición menos restrictiva de Paridad Cubierta de Tasas
de Interés (PCI). Al respecto, encontramos que en el corto plazo (horizontes menores
a 1 año) se presenta una tendencia de los inversionistas a sobre-predecir los cambios
en la depreciación cambiaria y por tanto existen oportunidades de especular en el mer-
cado �forward� respecto de invertir en instrumentos denominados en pesos, mientras
que en el mediano plazo (2 años hacia delante), existe una tendencia a subestimar
la depreciación cambiaria y por ende, se presentan mayores ganancias al invertir en
instrumentos denominados en pesos que al realizar arbitraje en el mercado cambiario.
La ine�ciencia del mercado cambiario se ha atribuido en la literatura a la rigidez
de alguno de los dos supuestos principales que la sustentan: neutralidad al riesgo (i.e.,
la indiferencia por adquirir activos con las mismas características pero denominados
en distintas divisas) y racionalidad en las expectativas (i.e., la incorporación de toda
la información disponible para formar las expectativas de tipo de cambio).
El problema central con este tipo de enfoques que buscan racionalizar el rechazo de
la hipótesis de e�ciencia en el mercado cambiario radica en que al probar una parte de
la hipótesis conjunta de e�ciencia, ya sea racionalidad en las expectativas o neutralidad
al riesgo, asumen que la otra parte es verdadera.
Con el �n de evitar realizar supuestos restrictivos sobre el tipo de aversión al riesgo
de los inversionistas o sobre el mecanismo de formación de las expectativas del tipo
de cambio peso-dólar estadounidense, obtenemos una medida de depreciación esperada
extraída de encuestas a especialistas, que nos permite descomponer empíricamente la
ine�ciencia del mercado cambiario mexicano en la porción que se le puede atribuir a
una prima de riesgo que varía en el tiempo y en la parte atribuible a errores sistemáticos
en las expectativas (Froot y Frankel, 1989).
Los resultados de la descomposición señalan que las desviaciones de e�ciencia que
se observan en el mercado del tipo de cambio peso-dólar estadounidense capturan,
tanto la existencia de una prima de riesgo (variable en el tiempo) por adquirir activos
denominados en pesos, como la falla de los inversionistas en incorporar información
disponible al formar sus expectativas.
Por un lado, sustentamos empíricamente el hecho estilizado de que la percepción
del peso como una divisa que se percibe como riesgosa frente al dólar, induce a los
inversionistas a sobreestimar la depreciación del tipo de cambio, esto como una forma
de compensación ante el riesgo cambiario; resultado que se mantiene a lo largo de toda
la estructura temporal de los activos �nancieros examinados.
En adición a la evidencia presentada en la literatura, mostramos que los sesgos
sistemáticos en las expectativas de los agentes del mercado cambiario mexicano pre-
sentan una estructura temporal particular. Para los horizontes de corto plazo (menores
a 1 año), los errores en las expectativas actúan en la misma dirección que la prima
de riesgo, contribuyendo a la sobre-predicción de la depreciación cambiaria, mientras
que en el mediano plazo (1 y 2 años hacia delante), las desviaciones de racionalidad
en los inversionistas actúan en sentido contrario a la prima de riesgo, subestimando la
depreciación observada.
Con nuestra medida de depreciación esperada obtenida de encuestas a especialistas,
determinamos directamente la variación de los componentes de la prima del �forward�
(depreciación esperada y prima de riesgo), así como el peso relativo de cada uno de
ellos en las �uctuaciones de esta prima. En este sentido, probamos formalmente, que
en promedio, la varianza de la depreciación esperada es mayor que la varianza de la
prima de riesgo para los horizontes de corto plazo, mientras que para los horizontes
de mediano plazo, la varianza de la prima de riesgo presenta una mayor magnitud en
relación a la depreciación esperada por los inversionistas.
La aportación de nuestro estudio radica en que para el caso mexicano, esta es la
primera vez en la literatura que no se asume de antemano la hipótesis de expectativas
racionales y de esta forma, evitamos inferir de los datos observados aquello que los
inversionistas esperaban, práctica que, como mostramos puede conducir a resultados
equivocados. En adición, documentamos la existencia de una estructura temporal en
los sesgos sistemáticos de los inversionistas al predecir el tipo de cambio, la cual parece
señalar que los mecanismos de formación de las expectativas de los agentes di�eren entre
horizontes de pronóstico. Es preciso por tanto, tomar en consideración estas diferencias
al utilizar las expectativas de tipo de cambio para el caso mexicano y poder de esta
forma, incorporar los sesgos encontrados en este análisis.
1. Introducción
La hipótesis de mercados e�cientes establece, a grandes rasgos, que los precios
de los activos deben de re�ejar, en todo momento, la información disponible a los
agentes económicos (Fama, 1970). Esta hipótesis tiene un signi�cado económico re-
levante puesto que los precios, al funcionar como un mecanismo para comunicar in-
formación, son capaces de coordinar las acciones separadas de diferentes agentes que
interactúan en una sociedad compleja, principalmente, de las empresas al tomar sus
decisiones de producción e inversión y de las familias al decidir cuánto de su ingreso
consumir y cuánto ahorrar, todo esto, sin que los distintos agentes económicos tengan
un conocimiento detallado del sinnúmero de acciones que se llevan a cabo en los merca-
dos, ya que mediante el precio como símbolo se comunica exclusivamente la información
más esencial y sólo a quienes les concierne (Hayek, 1945).
El interés académico en la hipótesis de e�ciencia para el mercado particular del
tipo de cambio se relaciona a los argumentos que exploran el contenido de información
de los precios de los activos �nancieros y sus implicaciones para la e�ciencia social
(Sarno y Taylor, 2002). En este sentido, una vasta cantidad de estudios para economías
desarrolladas encuentran regularmente indicios de la falta de e�ciencia del mercado
cambiario ya que, tanto el diferencial de tasas de interés entre dos países como la
prima del tipo de cambio �forward� son estimadores sesgados de la depreciación del
tipo de cambio, presentándose así, la posibilidad de obtener bene�cios económicos al
especular con base en información disponible a los inversionistas (Froot y Thaler, 1990).
Con la creciente liberalización �nanciera de países emergentes a partir de inicios de
los 1990�s (Bekaert et al., 2002) y con la transición de estas economías de un régimen
de tipo de cambio controlado o �jo a un tipo de cambio �exible, resulta atractiva
la evaluación de los mercados cambiarios en países en desarrollo, con el objetivo de
poder extraer de estas economías, lecciones valiosas que nos ayuden a comprender los
determinantes económicos detrás de la posible falla de la hipótesis de e�ciencia en el
1
mercado de tipo de cambio (Bansal y Dahlquist, 2000).
Con este propósito en mente, examinamos el mercado cambiario mexicano a través
de las condiciones conocidas como Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI, de aquí
en adelante) y Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI, de aquí en adelante),
tomando en consideración la estructura temporal de los contratos de tipo de cam-
bio �forward� y de las tasas de interés mediante el análisis de distintos periodos de
vencimiento de estos activos �nancieros. En particular, estudiamos los horizontes de
corto plazo de 1, 3 y 6 meses hacia delante, así como los horizontes de mayor plazo de
1 y 2 años hacia delante.
Nos enfocamos en el estudio del tipo de cambio peso-dólar estadounidense en parte
del periodo de libre �otación del peso que va de noviembre de 1997 a junio de 2007. Los
resultados de nuestro estudio señalan que la hipótesis de e�ciencia de mercado estable-
cida en la condición de PDI no parece cumplirse para el mercado cambiario mexicano
en nuestro periodo de análisis y contrario a la evidencia de economías industrializadas,
tampoco parece cumplirse la condición menos restrictiva de PCI.
En adición al análisis estático de e�ciencia en el mercado cambiario mexicano,
investigamos la estabilidad de los parámetros de las condiciones de PCI y PDI a través
del tiempo, empleando la técnica de estimaciones con ventanas móviles (Koning y
Straetmans, 1997). En general, encontramos que los parámetros estimados para los
distintos horizontes presentan cierta variación en el tiempo, especialmente, aquéllos de
la condición de PDI. Con este ejercicio, es posible percibir también, un cambio reciente
(alrededor de 2006) en la dirección de los parámetros estimados hacia su valor bajo
e�ciencia.
Debido a que la paridad de tasas de interés se encuentra presente en la mayoría de
los modelos de determinación del tipo de cambio, su frecuente rechazo empírico sugiere
que los modelos que incorporan la condición de PDI se encuentran mal especi�cados.
Al respecto, McCallum (1992) se ha aventurado a expresar que �sin PDI (o alguna mo-
2
di�cación de ésta, de la teoría de portafolios óptimos), los modelos están simplemente
incompletos y de esta forma, inutilizables� (p. 5-6, traducción del inglés).
El rechazo de la condición de PDI se atribuye comunmente a la rigidez de alguno
de los dos supuestos principales que la sustentan: neutralidad al riesgo y expectativas
racionales. La gran mayoría de los autores se han enfocado en la posible aversión al
riesgo por parte de los inversionistas que los lleva a demandar una prima por adquirir
activos denominados en divisas riesgosas (Engel, 1995). Por otro lado, hay quienes
argumentan que la falla de la hipótesis de e�ciencia en el mercado cambiario está dada
por la presencia de errores sistemáticos en las expectativas de los agentes. (Bilson,
1981; Longworth, 1981). El problema central con este tipo de estudios que buscan
racionalizar el rechazo de la hipótesis de e�ciencia en el mercado cambiario radica en
que al probar una parte de la hipótesis conjunta, ya sea racionalidad en las expectativas
o neutralidad al riesgo, asumen que la otra parte es verdadera.
Con el �n de evitar realizar supuestos sobre el tipo de aversión al riesgo de los
inversionistas o sobre la formación de las expectativas del tipo de cambio peso-dólar
estadounidense generamos una medida de depreciación esperada obtenida de encuestas
a especialistas, que nos permite descomponer la ine�ciencia del mercado cambiario
mexicano en la porción que se le puede atribuir a una prima de riesgo que cambia en
el tiempo y en la parte atribuible a errores sistemáticos en las expectativas (Froot y
Frankel, 1989).
Los resultados de esta descomposición señalan que las desviaciones de e�ciencia
que se observan en el mercado del tipo de cambio peso-dólar estadounidense capturan,
tanto una prima de riesgo que cambia en el tiempo como errores sistemáticos en las
expectativas.
En primer lugar, se sustenta empíricamente el resultado estándar en la literatura
de que la percepción del peso como una moneda más riesgosa frente al dólar induce a
los inversionistas a sobreestimar la depreciación actual del tipo de cambio como una
3
forma de compensación ante el riesgo cambiario (Gallardo, 2001).
En segundo lugar, encontramos que los errores sistemáticos que ponen en entredicho
la racionalidad de las expectativas de los inversionistas presentan una estructura tem-
poral particular. Por un lado, en los horizontes de corto plazo (menores a un año), los
errores sistemáticos en las expectativas de tipo de cambio inducen a los inversionistas
a sobreestimar la depreciación observada, reforzando el efecto de la prima de riesgo,
mientras que para los horizontes de mediano plazo (a partir de un año), las desvia-
ciones de la racionalidad en las expectativas lleva a los inversionistas a subestimar la
depreciación cambiaria, actuando en el sentido inverso de la prima de riesgo.
Previo al estudio particular del mercado de tipo de cambio en México en el periodo
de libre �otación, la sección 2 presenta un breve recuento de los regímenes cambiarios
que preceden al actual y se discuten las posibles causas que llevaron a la adopción de
un régimen de tipo de cambio �exible en nuestro país. En la sección 3 establecemos la
noción de e�ciencia de mercado y los distintos supuestos que subyacen a la hipótesis
de e�ciencia en el caso particular del tipo de cambio. En la sección 4 nos enfocamos en
realizar la evaluación de la hipótesis de e�ciencia para el mercado cambiario en México.
En primera instancia, contrastamos empíricamente la validez de asumir la condición de
PCI para posteriormente, probar la condición de e�ciencia denominada PDI para los
distintos horizontes estudiados. Con la ayuda de las encuestas de expectativas de tipo
de cambio, en la sección 5 separamos el sesgo del diferencial de tasas y de la prima del
�forward� en el componente atribuible a una prima de riesgo que cambia en el tiempo
y en el componente atribuible a errores en las expectativas y probamos la signi�cancia
estadística de cada uno de éstos. Para �nalizar, discutimos algunos de los resultados
encontrados y concluimos en la sección 6.
4
2. Cronología del Tipo de Cambio en México
Si bien para nuestro estudio, evaluamos la e�ciencia del mercado cambiario para una
parte del periodo de libre �otación del peso, en el que el tipo de cambio se encuentra
determinado por la interacción de la oferta y demanda de divisas, este régimen no ha
cumplido aún 13 años de ser implementado en nuestro país y es el resultado de una
crisis �nanciera que culminó con la devaluación del peso a �nales de 1994. Por tanto,
es importante realizar una revisión de los distintos periodos de determinación del tipo
de cambio que precedieron al actual, así como un recuento de las posibles causas que
forzaron la adopción de un régimen de tipo de cambio �exible en nuestro país.
2.1. Tipo de Cambio Fijo (1954-1981)
En junio de 1944, se estableció el convenio de Bretton Woods del cual México
formó parte. En dicho convenio, se acordó, entre otros asuntos, que varias divisas
alrededor del mundo �jaran su valor contra el dólar estadounidense con el objetivo de
evitar un caos en los distintas divisas como el que se había observado en el periodo
entre las dos guerras mundiales. En la conferencia llevada a cabo en New Hampshire,
Estados Unidos, para establecer este convenio, se determinó que el tipo de cambio de
las diferentes divisas sería �jo contra el dólar estadounidense, aunque los gobiernos de
los diferentes países integrantes del acuerdo tendrían la libertad de modi�car el valor
de ese tipo de cambio �jo para adaptarse a las condiciones cambiantes del mercado
en el caso en el que tuvieran un �desequilibrio fundamental�en su balanza de pagos.
Adicionalmente, las divisas podían �uctuar en una banda de �1 por ciento alrededor
de su paridad (Williamson, 1985).
A principios de los años 1950�s, aunque el inicio de la guerra de los Estados Unidos
contra Corea provocó un aumento en la demanda externa de productos mexicanos,
nuestro país se encontró con un dé�cit en cuenta corriente causado por un incremento
en el ingreso nacional que impulsó una expansión de las importaciones por encima de las
5
exportaciones. Por algún tiempo, con el �n de mantener el tipo de cambio �jo de $8.65
antiguos pesos1 por dólar, se utilizaron las reservas internacionales para �nanciar este
dé�cit. Finalmente, en abril de 1954 se decidió devaluar 45 por ciento el peso frente
al dólar. De esta forma, durante el periodo conocido como Desarrollo Estabilizador
(1954-1970), el eje de la política cambiaria en México fue el tipo de cambio �jo, el cual
logró mantenerse en $12.50 antiguos pesos por dólar durante 22 años.
Al inicio del sexenio de Luis Echeverría (1970-1976), el Desarrollo Estabilizador
se encontraba en decadencia y la economía comenzaba a desacelerarse. Como señalan
Ortíz y Solís (1978), después de la depresión económica de 1971, el banco central, pre-
sionado por una baja tasa de crecimiento económico, abandonó su larga tradición de
�jación anual de objetivos monetarios de mediano plazo y trató de fomentar el desar-
rollo económico expandiendo el crédito interno. Para tratar de reactivar la economía, el
gobierno optó por una política de gasto público excesivo �nanciado por deuda externa
e in�ación.
Para 1973 se presentaron dos choques externos que presionaron aún más a la
economía mexicana: en primer lugar, el abandono del sistema monetario de Bretton
Woods (inició la �otación del dólar pero el peso se mantuvo en un tipo de cambio �jo)
y en segundo lugar, un aumento importante del precio del petróleo como resultado de
la guerra en el Medio Oriente y el embargo petrolero árabe de 1973, el cual generó
mayores presiones in�acionarias en nuestro país, generando una mayor sobrevaluación
del peso.
Aunque para 1973, el Banco de México trató de revertir su política expansiva, el
dé�cit gubernamental había alcanzado ya un crecimiento anual de 35 por ciento. En
adición, la tasa de in�ación para ese año alcanzaba el 15.7 por ciento y �por primera vez
desde la década de los cincuentas, las tasas de interés reales para el ahorro �nanciero
fueron negativas, tendencia que continuó hasta 1976� (Ortíz y Solís, 1978, p. 10). Ante
1El término antiguos pesos hace referencia a los pesos antes de la eliminación de los tres ceros dela moneda.
6
Figura 1: Tipo de Cambio Fijo(Pesos por dólar)
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0.025
0.030
1970
1972
1974
1976
1978
1980
1982
Elaboración propia con datos del Banco de México.
*Área sombreada representa el periodo de libre �otación del peso.
esto, el ahorro �nanciero sufrió una disminución durante este periodo, por lo que el
creciente dé�cit gubernamental tuvo que ser monetizado directamente, mientras que el
crédito externo se utilizó para mantener la paridad determinada del tipo de cambio.
Estos hechos resultaron en un incremento acelerado del nivel de precios (por ejem-
plo, en 1976 la in�ación anual fue de 27.2 por ciento) y en una salida de capitales
provocada por el creciente temor a una devaluación por parte de los inversionistas.
En agosto de 1976, la Secretaría de Hacienda anuncia el abandono de la paridad
�ja, permitiendo la libre �otación del peso. Pocas semanas más tarde, el tipo de cambio
alcanzó un nivel de $19.95 antiguos pesos por dólar.
Para 1977, el dé�cit comercial había disminuído de manera importante y México
parecía haber retornado a su senda de crecimiento económico. Ante esto, el gobierno
de López-Portillo (1976-1982) decidió reestablecer el régimen de tipo de cambio �jo
que se mantuvo de 1977 a 1981 con distintos niveles cada año, como se muestra en la
�gura 1.
7
2.2. Tipo de Cambio Dual (1982-1991)
En 1978, el descubrimiento de nuevos yacimientos de petróleo en el Golfo de México
genera un incremento en las exportaciones petroleras y da acceso a nuestro país a
nuevos créditos externos. Ante esta situación, al encontrarse con mayores recursos,
el gobierno de López-Portillo inicia una política de gasto expansiva. Sin embargo, a
inicios de los años 1980�s, las tasas de interés en los Estados Unidos sufren un aumento
debido a presiones in�acionarias y en 1981 los precios del petróleo caen de manera
signi�cativa debido principalmente a un exceso en la oferta de crudo. El gobierno
de López-Portillo considera estos choques de naturaleza temporal y continúa con su
política de gasto expansiva, lo que �nalmente generó un deterioro en las expectativas,
una fuga de capitales y una sobrevaluación del peso.
Así, a lo largo de 1982, la capacidad de pago del país se deterioró por diversas causas,
entre las que se encuentran: la caída de los ingresos por exportaciones, la disminución
de los precios del petróleo, la elevación de las tasas de interés internacionales, plazos de
pago más cortos para los nuevos créditos al país, desequilibrio en las �nanzas públicas,
la aceleración del ritmo in�acionario, entre otros.2
En agosto de 1982, se suspendió temporalmente el pago de la deuda externa y se
nacionalizaron los bancos comerciales para intentar evitar la fuga de capitales. A raíz de
estos acontecimientos, el 1 de septiembre de 1982, a la par de la expropiación bancaria,
se introdujo un sistema de tipo de cambio dual con control de cambios integral, lo
anterior con el �n de evitar en el futuro la sobrevaluación del peso y reestablecer la
competitividad de la economía mexicana. Este esquema consistía en mantener dos tipos
de mercados para el tipo de cambio, uno controlado y otro libre. El tipo de cambio
2Durante el periodo de enero hasta agosto de 1982, la tasa promedio de in�ación anual se situóalrededor del 44 por ciento, mientras que, en promedio, el dé�cit del sector público mensual más quese duplicó del tercer al cuarto trimestre de ese mismo año (Ramírez Solano, 2001).
8
Figura 2: Tipo de Cambio Dual(Pesos por dólar)
0.0
0.5
1.0
1.5
2.0
2.5
3.0
3.5
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
Libre
Controlado (de equilibrio)
Elaboración propia con datos del Banco de México.
controlado se utilizaba generalmente para las operaciones de mayoreo y tenía un menor
precio que el tipo de cambio libre que se utilizaba para el resto de las operaciones.
Aquellos agentes que efectuaran operaciones en el mercado controlado, podían elegir
entre el tipo de cambio controlado de equilibrio o el controlado de ventanilla. El tipo
de cambio de equilibrio era calculado por el Banco de México considerando la oferta
y demanda de divisas del mercado controlado, así como el mantenimiento del nivel
adecuado de las reservas internacionales, los precios internos y externos y el estado de
los diferentes tipos de cambio de monedas extranjeras. Por otro parte, el tipo de cambio
de ventanilla se acordaba directamente con las instituciones de crédito (ligeramente
mayor al de equilibrio). La cotización inicial del mercado controlado fue de $95 antiguos
pesos por dólar, sujeto a un desliz inicial de 13 centavos (de antiguos pesos) diarios, el
cual varió a lo largo del periodo. Por otra parte, en el mercado libre, el tipo de cambio
�uctuó según la oferta y la demanda de divisas, con una cotización inicial de $149
antiguos pesos por dólar.
9
Cerca del 80 por ciento de las transacciones de la balanza de pagos se registraron en
el mercado controlado (operaciones de exportación, importación y el pago de la deuda
externa), mientras que el turismo, las transacciones fronterizas, los servicios portuarios
y aeroportuarios, el alquiler de medios de transporte, servicios profesionales, remesas,
inversión extranjera directa, entre otras actividades, se realizaron en el mercado libre
(Ramírez Solano, 2001).
De 1983 a 1987, el banco central intervino en el mercado de cambios con el objetivo
de mantener un tipo de cambio real estable. El diferencial entre el tipo de cambio
controlado y el libre permitió al Estado disponer de un excedente de divisas que se
tradujo en un subsidio al sector privado en detrimento del equilibrio �scal. En cambio,
para 1986, a raíz de la segunda caída de los precios del petróleo, la brecha entre los dos
mercados cambiarios se redujo, suavizando el efecto negativo de las reformas �scales.
Con el objetivo de acomodar el choque petrolero se aceleró el deslizamiento cambiario
llevando a un devaluación real del peso (Clavijo y Valdivieso, 2000).
Después de la devaluación del tipo de cambio controlado, éste se mantuvo �jo de
marzo a diciembre de 1988. A partir de 1989 y hasta 1991 se estableció un ritmo de
deslizamiento gradual para el tipo de cambio controlado iniciando en 0.10 centavos
diarios, para �nalizar en 0.04 centavos en este periodo. Con esto, el diferencial entre el
tipo de cambio libre y el controlado se redujo casi a cero.
2.3. Tipo de Cambio con Bandas de Flotación (1991-1994)
En noviembre de 1991 se eliminó el tipo de cambio dual y se estableció un esquema
de bandas de �otación de amplitud creciente.
La banda de �otación de amplitud creciente daba mayor �exibilidad al tipo de
cambio para ajustarse a las condiciones subyacentes de la economía. El Banco de México
sólo intervenía, vendiendo dólares, cuando el tipo de cambio tocaba la banda superior
y comprando dólares, cuando tocaba la inferior.
10
La determinación de la magnitud de los cambios de las bandas así como su du-
ración, se establecían dentro de las reuniones denominadas �Pactos para la Estabili-
dad, la Competitividad y el Empleo�que cumplían el papel de reuniones de planeación
económica entre el Gobierno Federal y los lideres empresariales, sindicales y comerciales
del país. El piso de la banda se �jó en 3.0512 pesos por dólar, mientras que el techo
se movía diariamente con un desliz de 0.0002 pesos por dólar. Este desliz se duplicó
el 20 de octubre de 1992 con el propósito de frenar la salida de capitales y limitar las
intervenciones del banco central en el mercado de cambios.
A lo largo de 1994, el mercado cambiario en México se vió afectado por diversas
presiones entre las que destacan las siguientes:
Incrementos en las tasas de interés en Estados Unidos. En particular, el 15 de
noviembre de 1994, la Reserva Federal de Estados Unidos aumentó la tasa de
fondos federales en 75 puntos base, conviertiendo a este anuncio de política mo-
netaria en el más restrictivo desde 1990.
Continua salida de capitales del país debido al aumento de las tasas de interés
externas.
Presiones al alza en las tasas de interés nacionales debido a la liquidación de
activos �nancieros de mayor liquidez (e.g., Cetes) por parte de los inversionistas,
lo cual, aunado a las adquisiciones de moneda extranjera, presionaron al alza al
tipo de cambio y a las tasas de interés nacionales.
Aumento en el costo de �nanciamiento de empresas y bancos mexicanos por el
incremento de las tasas de interés, tanto nacionales como extranjeras.
Distintos acontecimientos políticos y sociales que impactaron negativamente las
mercados mexicanos, como fueron los asesinatos de Luis Donaldo Colosio (en
marzo) y José Francisco Ruiz Massieu (septiembre), así como el con�icto armado
en Chiapas (diciembre).
11
Figura 3: Tipo de Cambio con Bandas de Flotación(Pesos por dólar)
Elaboración propia con datos del Banco de México.
*Las líneas punteadas hacen referencia a los distintos Pactos para la Estabilidad,
la Competitividad y el Empleo, acordados entre el Gobierno Federal,
los sindicatos, las organizaciones campesinas y el sector empresarial.
El tipo de cambio se mantuvo en el límite superior de la banda a �nales de 1994,
por lo que se hizo un intento por aumentar la amplitud de ésta en 15.3 por ciento el
20 de diciembre, conservando el ritmo de desliz de 0.0004 pesos por dólar. Este intento
no fue exitoso y tuvo una duración de un día. Finalmente, las bandas de �otación se
abandonaron el 22 de diciembre de 1994, con una devaluación del peso frente al dólar
de 71 por ciento.
2.4. Tipo de Cambio Flexible (A partir de 1994)
Los distintos deterioros acumulados a principios de los 1990�s y los desafortunados
acontecimientos políticos y sociales de 1994 dieron paso a la crisis �nanciera y cambiaria
de diciembre de 1994. A partir de esa fecha, distintas hipótesis surgieron con el objetivo
12
de explicar este acontecimiento; algunas de éstas atribuyeron la crisis a una supuesta
apreciación �excesiva�del tipo de cambio real (Dornbusch et. al, 1995), otras señalan
a la expansión del crédito doméstico por parte del banco central como la causa de la
devaluación de 1994 (Sachs et. al, 1995). Gil Díaz y Carstens (1996a y 1996b) realizan
una revisión de éstas y otras hipótesis sobre la crisis de 1994-1995 y señalan que, las
explicaciones sobre este colapso �nanciero que tienen un mayor sustento empírico se
basan por un lado, en la existencia de desequilibrios �nancieros que surgieron entre
la deuda de corto plazo y el monto de las reservas internacionales (Calvo y Mendoza,
1996) y por el otro, en la presencia de riesgo moral en el sistema bancario (McKinnon
y Phill, 1995).
El tratamiento de Calvo y Mendoza (1996) busca diferenciar la crisis económica
de 1994 con crisis �nancieras previas, al resaltar los logros alcanzados por el gobierno
salinista (1988-1994) en materia de reformas estructurales. Estos autores señalan que la
vulnerabilidad del sistema �nanciero en nuestro país fue la causa principal que llevó a
las autoridades a dejar �otar el peso, debido a que el país ya no era capaz de cumplir con
sus obligaciones �nancieras. Desde 1991 a 1993, apuntan Calvo y Mendoza, la deuda
gubernamental de corto plazo era menor al monto de las reservas internacionales, pero
este hecho se revierte a mediados de 1993 y perdura hasta la devaluación del peso.3
Ante los distintos choques políticos adversos que se presentaron a lo largo de 1994,
señalan Calvo y Mendoza (1996), los inversionistas convirtieron su deuda gubernamen-
tal de corto y largo plazo denominada en pesos (Cetes, Pagafes y Bondes) a deuda
gubernamental denominada en dólares (Tesobonos), la cual se encontraba respaldada
por las reservas internacionales. Al ser los Tesobonos instrumentos de corto plazo (con
periodos de vencimiento de 28, 91, 182 y 364 días), una vez llegado su vencimiento
y ante la renuencia de los inversionistas por reinvertir en éstos, las reservas interna-
3Para diciembre de 1994, tan sólo la deuda gubernamental denominada en dólares (Tesobonos)sobrepasaba los 22 mil millones de dólares, mientras que las reservas internacionales, al principio dediciembre, eran menores a 13 mil millones de dólares.
13
cionales �nalmente se agotaron y el banco central ya no fue capaz de defender la paridad
cambiaria al interior de las bandas de �otación.
Por otra parte, el estudio de McKinnon y Phill (1995) se enfoca en la vulnerabilidad
existente en el sistema bancario a raíz de la privatización de la banca en el periodo
de 1991-1992. Los autores señalan que con la entrada de �ujos de inversión extranjera
hubo un importante incremento en la oferta de fondos prestables, los cuales fueron
asignados a través de una de�ciente evaluación de la cartera de crédito por parte de
los bancos mexicanos, a sabiendas que de alguna u otra manera el banco central, en su
papel de prestamista de última instancia, los rescataría con el objetivo de salvaguardar
a los depositantes.
Los argumentos previamente mencionados, entre otros, en medio de un entorno
de choques políticos adversos que propiciaron el agotamiento de las reservas interna-
cionales hicieron que la elección de un tipo de cambio �exible fuese la única opción
viable.
Hoy, a casi 13 años de contar con un régimen de libre �otación, el comportamien-
to del peso mexicano parece ser similar al de otras monedas con regímenes �exibles,
con excepción de los periodos de extrema volatilidad de 1995, asociados a una incer-
tidumbre macroeconómica generalizada durante este año (Werner, 1997a). De hecho,
como señalan Bazdresch y Werner (2002, p. 3) �desde 1996, la instrumentación de
políticas �scales y monetarias prudentes, los programas aplicados para reestructurar el
sistema �nanciero y la acumulación de reservas internacionales por el Banco de Mé-
xico, reestablecieron la con�anza en el manejo macroeconómico y como resultado, se
ha observado un comportamiento ordenado del peso�.
Aún bajo el régimen de libre �otación, el Banco de México, bajo ciertas reglas
especí�cas, tiene la facultad de intervenir en el mercado cambiario, con el objetivo
de moderar la volatilidad del tipo de cambio. Por una parte, el banco central puede
llegar a intervenir en el mercado de cambios, subastando hasta 200 millones de dólares
14
Figura 4: Tipo de Cambio Flexible(Pesos por dólar)
4.0
5.0
6.0
7.0
8.0
9.0
10.0
11.0
12.0
201
294
201
296
201
298
201
200
201
202
201
204
201
206
Elaboración propia con datos del Banco de México.
*Área sombreada representa las intervenciones del Banco de México
en el mercado cambiario mediante el mecanismo de opciones (Werner, 1997b).
diarios cuando se presenta una depreciación del peso por lo menos de 2 por ciento
con respecto al día hábil anterior. Este mecanismo ha permitido dotar de liquidez al
mercado cambiario ante choques externos como la crisis rusa, las secuelas de la crisis
asiática y la devaluación brasileña, sin incurrir en perdidas excesivas en el monto de las
reservas internacionales.4 Por otra parte, durante el periodo de 1996-1997, con el único
objetivo de acelerar la acumulación de reservas internacionales, el Banco de México llegó
a intervenir en el mercado cambiario a través de la subasta de opciones de compra de
dólares, mecanismo que no tuvo efectos signi�cativos sobre la determinación del tipo
de cambio en este periodo (�gura 4).5
4Resolución acordada por la Comisión de Cambios del 19 de febrero de 1997. Boletín de PrensaNúmero 18, Banco de México.
5Véase Werner, 1997b.
15
3. Algunos Conceptos de E�ciencia de Mercado
Antes de realizar una evaluación especí�ca del mercado de tipo de cambio enMéxico,
es preciso contar con un marco de referencia que otorgue una de�nición formal de la
hipótesis de e�ciencia de mercado, para poder así, identi�car rigurosamente la presencia
de distorsiones en los distintos mercados de activos que se intercambian en la realidad.
Al mencionar la noción de e�ciencia económica, nos referimos, en términos ge-
nerales, a aquellos mercados en los que los precios de los activos proveen señales precisas
para la asignación de recursos (Fama, 1970). Para cumplir este objetivo, los precios de
los activos deben de ser un re�ejo de toda la información disponible, hasta el punto
en el que el bene�cio marginal de actuar basado en ella no exceda al costo de recabar-
la (Jensen, 1978). Debido a que estos bene�cios y costos di�eren entre los distintos
agentes económicos y por lo general, no son observables, la especi�cación del conjunto
de información de los agentes es intrínsecamente arbitrario. De esta forma, la literatura
distingue tres versiones de e�ciencia de mercado:
1. Si los precios actuales incorporan toda la información contenida en los precios
históricos del activo, se le denomina e�ciencia débil.
2. Si los precios actuales re�ejan toda la información que se considera de dominio
público (ésto incluye los precios históricos del activo), se utiliza el término de
e�ciencia semi-fuerte.
3. En adición, si los precios actuales incorporan toda la información que se pudiera
conocer, tanto de precios pasados como información pública y privada, estamos
ante el caso de e�ciencia fuerte de mercado.
Como la versión de e�ciencia fuerte de mercado contiene información no revelada
16
o información monopolística, no es posible contrastarla con la realidad, por lo que el
paradigma que comúnmente se busca probar empíricamente, hace referencia a la versión
semi-fuerte de e�ciencia.6
Un mercado e�ciente, por tanto, es aquél que procesa la información de forma
racional, en el sentido de que la información relevante no es ignorada y por tanto,
no es posible obtener ganancias económicas con base en el conjunto de información
disponible (Jensen, 1978).
3.1. E�ciencia en el Mercado de Tipo de Cambio
La importancia de analizar la hipótesis de e�ciencia para el mercado de tipo de
cambio radica en que éste es el mayor mercado �Over the Counter� del mundo y
representa una fuente de utilidad importante para las instituciones �nancieras.
Generalmente, los bancos comerciales y los bancos de inversión son los creadores del
mercado de tipo de cambio. Sin embargo, existen diversos participantes que intervienen
en él con distintos objetivos.
Por un lado, algunos bancos centrales intervienen en el mercado cambiario de ma-
nera activa con el �n de controlar el tipo de cambio; otros participan en él con el
único �n de administrar las reservas internacionales y procurar generar rendimientos
mediante el intercambio de divisas. Así también, algunos gobiernos participan en el
mercado de divisas por medio de los bancos centrales.
Por otra parte, los bancos comerciales y de inversión funcionan como intermediarios
entre las corporaciones o inversionistas individuales que desean participar en el mercado
cambiario. Tradicionalmente, las empresas participan con el objetivo de cubrir el riesgo
de tipo de cambio que surge en el manejo diario de sus �nanzas. Adicionalmente,
grandes corporaciones operan en el mercado cambiario de manera activa con el �n de
obtener utilidades como resultado del movimiento de divisas.
6Aún en el caso de pruebas de la versión semi-fuerte, es necesario de�nir claramente el tipo deinformación que se considera de dominio público (Jensen, 1978).
17
Al comprender la magnitud del mercado cambiario y la diversidad de sus partici-
pantes, resulta interesante analizar su e�ciencia y veri�car si existe la posibilidad de
obtener ganancias extraordinarias al especular en él. Adicionalmente, como mencionan
Frankel y Froot (1990), es importante determinar si el tipo de cambio está valuado
correctamente debido a que éste afecta simultáneamente a los precios de los activos
foráneos, a los precios de los bienes domésticos y a los precios de los factores de pro-
ducción.
La hipótesis de e�ciencia en el caso particular del mercado de tipo de cambio se
puede plantear como una hipótesis conjunta en la que los agentes i) forman sus expec-
tativas de manera racional, es decir, incorporan toda la información disponible para
formar sus expectativas de tipo de cambio y ii) son neutrales al riesgo, en el sentido
de que son indiferentes entre activos con las mismas características pero denominados
en distintas divisas.
Para comprender los supuestos que subyacen a la hipótesis de e�ciencia en el mer-
cado cambiario consideremos los posibles cursos de acción que pueden llevar a cabo los
participantes que intercambian este activo. Para este �n, tomemos a manera de ejem-
plo, tres posibles estrategias de inversión de pesos en un periodo t, que puede seguir
un agente representativo del mercado de tipo de cambio peso-dólar estadounidense.7
La primera estrategia es simplemente invertir en un instrumento denominado en
pesos (e.g., Cetes) con vencimiento en el periodo t+ h; a una tasa de retorno, it. Esta
estrategia otorga una ganancia de (1 + it) pesos sobre la inversión inicial.
La segunda estrategia de inversión consiste en convertir pesos a dólares, al tipo de
cambio spot, St, de�nido en unidades de pesos por dólar, e invertir en un instrumento
denominado en dólares (e.g., T-Bills) con vencimiento en el periodo t + h; a una tasa
de retorno i�t ; para posteriormente, convertir el rendimiento de la inversión de nuevo a
pesos en el periodo de vencimiento, t + h, a un tipo de cambio St+h. Esta estrategia
7Las implicaciones de este ejemplo pueden ser generalizadas para cualquier otro mercado cambiarioy se sostienen independientemente de la moneda de denominación de los activos a invertir.
18
otorga una ganancia en pesos de:
St+h � (1 + i�t )St
.
Al optar por esta estrategia, el inversionista incurre en un riesgo del tipo de cam-
bio, adicional al riesgo de crédito del instrumento que está comprando. Este hecho se
presenta debido a que en el periodo t existe incertidumbre sobre el valor del tipo de
cambio que prevalecerá h periodos hacia delante, St+h. Con el �n de protegerse de
una posible apreciación del peso frente al dólar, el inversionista puede optar por una
tercera estrategia que comunmente se conoce como un �swap� de tipo de cambio, el
cual consiste en comprar pesos, con entrega en t+ h, a un tipo de cambio denominado
�forward�, Ft+h;t, pactado en el periodo t, en el que se convierten los pesos a dólares.8
Esta inversión cubierta genera una ganancia segura (en pesos) de:
Ft+h;t � (1 + i�t )St
.
Por tanto, si los instrumentos de ambos países fueran idénticos en todos los aspectos
relevantes (riesgo de incumplimiento de contratos, vencimiento, probabilidad de no-
pago, etc.) excepto la moneda de denominación y no existieran barreras al �ujo de
capitales ni costos de transacción, entonces el libre arbitraje debe asegurar que las
estrategias que no involucran riesgo en el mercado de tipo de cambio (la primera y la
tercera) generen el mismo retorno, de tal manera que:
(1 + it) =Ft+h;t � (1 + i�t )
St.
Al tomar una aproximación logarítmica de esta ecuación y reagrupar términos,
8Formalmente, un contrato �forward� es un acuerdo para comprar o vender un activo en deter-minada fecha futura a cierto precio. Este tipo de contratos se intercambian en el mercado �over-the-counter�, usualmente entre dos instituciones �nancieras o entre una institución �nanciera y alguno desus clientes (Hull, 2006)
19
tenemos:
ft+h;t � st = ln(1 + it)� ln(1 + i�t );
donde ft+h;t = ln(Ft+h;t) y st = ln(St):
Ahora, utilizando un polinomio de Taylor para aproximar la función ln(1+ x) � x,
donde x = it, i�t , llegamos a
ft+h;t � st = it � i�t :9 (1)
Esta ecuación se conoce en la literatura como Paridad Cubierta de Tasas de Interés
(PCI), la cual asegura que el diferencial de tasas de retorno entre dos instrumentos
�nancieros (it� i�t ), se ajusta para cubrir las desviaciones del tipo de cambio �forward�
con respecto al tipo de cambio observado en t, ft+h;t � st.10 Este último término, es al
que regularmente se le denomina como prima del �forward�.11
Por otro lado, el valor de la ganancia de la segunda estrategia es incierto debido a
las posibles �uctuaciones en el tipo de cambio entre los periodos t y t+h. Sin embargo,
si los agentes son neutrales al riesgo, la ganancia esperada de esta estrategia debe ser
igual a la ganancia segura que otorga la estrategia de cubrirse en el mercado �forward�:
E
�St+h � (1 + i�t )
St
�=Ft+h;t � (1 + i�t )
St:
En adición, si las expectativas de los agentes son racionales, esta ganancia esperada
debe ser igual a la esperanza condicionada al conjunto de información disponible en el
periodo t, t; y por tanto:
9Al aproximar f(x) = ln(1 + x) mediante un polinomio de Taylor de primer orden alrededor dex0 = 0, tenemos: P1(x) = f(x0)+
f 0(x0)1! (x�x0), por tanto P1(x) = ln(1)+(x�0) = x, con un residuo
Rx = ln(1 + x)� x:10Se le denomina como Paridad Cubierta de Tasas de Interés porque se encuentra cubierta del
riesgo cambiario.11En sentido estricto, el nombre de prima del �forward� se emplea en los casos en que ft+h;t > st,
mientras que el nombre de descuento del �forward� hace referencia a las ocasiones en que ft+h;t < st.
20
E
�St+h � (1 + i�t )
Stj t
�=Ft+h;t � (1 + i�t )
St(2)
De esta manera, se incorporan los dos supuestos (expectativas racionales y neutra-
lidad al riesgo) a la hipótesis de e�ciencia en el mercado de tipo de cambio.
Debido a que St e i�t son conocidas en el periodo t, y por tanto pertenecen al conjunto
de información, t, la igualdad en (2) se puede reducir a
E [St+hj t] = Ft+h;t:
Tomando una aproximación logarítmica tenemos:
E[st+hjt] = ft+h;t: (3)
Si de�nimos al error de pronóstico racional del tipo de cambio �forward�, el cual
equivale a la ganancia (pérdida) de especular en el mercado cambiario, como et+h =
st+h � ft+h;t, obtenemos:
E[et+hjt] = 0: (4)
La condición de ortogonalidad expresada en (4), implica que si el mercado de tipo
de cambio fuera e�ciente, la ganancia (o pérdida) esperada de especular en el mercado
de tipo de cambio con base en la información disponible tendría que ser igual a cero.
Lo anterior, debido a que el tipo de cambio �forward� sería un estimador insesgado del
tipo de cambio futuro y en promedio, lo prediciría correctamente.12 Así, la condición
de ortogonalidad hace referencia a la de�nición general de e�ciencia en los mercados
que se comentó al inicio de la sección 3.
12En general, et+h se de�ne como el pago para el inversionista con una posición larga en el con-trato �forward� , como en el caso de nuestro ejemplo. De esta manera, �et+h equivale al pago delinversionista con una posición corta en el contrato �forward�(aquél que vende los dólares).
21
3.2. De la Hipótesis de E�ciencia a la Paridad Descubierta de
Tasas de Interés
En la literatura, la relación que regularmente se ha establecido como marco de
referencia para probar la e�ciencia del mercado de tipo de cambio establece que la
depreciación esperada del tipo de cambio debe igualar, en equilibrio, a la prima del
�forward�. Esta condición surge de restar el término st a ambos lados de la condición
de e�ciencia expresada en (3) para obtener:
�set+h;t = ft+h;t � st; (5)
donde set+h;t = E[st+hjt] y �set+h;t = set+h;t � st:
Por tanto, al asumir que la condición de PCI expresada en (1) se sostiene, la ecuación
(5) se convierte en
�set+h;t = it � i�t (6)
Esta relación es la llamada condición de Paridad Descubierta de Tasas de Interés
(PDI), la cual señala que, en equilibrio, el retorno esperado de mantener una moneda
en vez de otra debe igualar al costo de oportunidad de mantener activos denominados
en una moneda con respecto a otra.13
De esta forma, al emplear la ecuación (5) para probar la e�ciencia del mercado
cambiario, además de mantener los supuestos de i) expectativas racionales y ii) neu-
tralidad al riesgo, se agrega el supuesto adicional de que iii) los activos denominados en
moneda doméstica y extranjera (e.g., pesos y dólares) son perfectamente equivalentes
y que la PCI se cumple.
Es necesario por tanto, contrastar empíricamente la hipótesis de e�ciencia de mer-
cado para el caso particular del tipo de cambio peso-dólar estadounidense mediante
13Se le llama Paridad de Descubierta de Tasas de Interés porque incluye riesgo cambiario.
22
un análisis riguroso de cada uno de los tres supuestos que la conforman, con el �n de
descubrir si son sostenibles para el caso de México.
23
4. Un Análisis de E�ciencia para el Tipo de Cambio
en México
4.1. Datos
Con el objetivo de estimar empíricamente la hipótesis de e�ciencia del mercado
cambiario para el caso mexicano por medio de las condiciones de PCI y PDI, cons-
truimos la prima del �forward�y el diferencial de tasas de interés para el tipo de cambio
peso-dólar estadounidense tomando en consideración la estructura temporal, tanto de
las tasas de interés como del tipo de cambio �forward�. De esta forma, buscamos probar
la hipótesis de e�ciencia de tipo de cambio para los horizontes de corto plazo de 1, 3 y
6 meses hacia delante, así como para los horizontes de 1 y 2 años hacia delante.
La frecuencia de las observaciones es mensual y cada dato se construyó como el
promedio simple de las observaciones al cierre de cada día, obtenidas del Sistema de
Información Financiera Bloomberg y de Banco de México.
El periodo de estudio se encuentra en función de la disponibilidad de los datos de las
tasas de interés de los activos, así como de los tipos de cambio �forward� en el periodo
de libre �otación del peso mexicano. De esta manera, para los periodos de maduración
de 1 y 3 meses hacia delante, la muestra de estudio va de noviembre de 1997 a junio
de 2007. Para los horizontes de 6, 12 y 24 meses hacia delante se analiza el periodo de
febrero de 2000 a junio de 2007.
Los tipos de cambio �forward�peso-dólar estadounidense que utilizamos en el pre-
sente estudio están formados por el promedio simple entre las cotizaciones de una
muestra de contratos de tipo de cambio �forward�de distintas instituciones bancarias
con base en la ciudad de Nueva York.
Para el tipo de cambio observado empleamos el promedio mensual del tipo de
cambio FIX para solventar obligaciones pagaderas en moneda extranjera. Diariamente,
el Banco de México obtiene cotizaciones del tipo de cambio peso-dólar estadounidense
24
(con vencimiento dos días hábiles después del día de cotización) de diversas instituciones
de crédito que re�ejan las condiciones predominantes en el mercado de cambios al
mayoreo. Las cotizaciones se llevan a cabo en tres periodos de tiempo en el día y el
tipo de cambio FIX se publica extrao�cialmente a 1as 12:30 pm de cada día hábil
bancario y o�cialmente al día siguiente en el Diario O�cial de la Federación.14
Para calcular el diferencial de tasas de interés por horizonte empleamos tasas de
referencia interbancarias, ya que como señala Hull (2006), las instituciones �nancieras
que regularmente intercambian contratos �forward�de tipo de cambio, consideran que
este tipo de tasas son una mejor aproximación de tasas libre de riesgo que las tasas
soberanas (e.g., Cetes, T-Bills). Esto es debido a que el marco regulatorio e impositivo
puede disminuir arti�cialmente el valor de las tasas de interés soberanas. En particular,
se argumenta que las tasas soberanas son arti�cialmente bajas para emplearse como
referencia ya que existen tres razones que provocan un aumento en la demanda por
estos instrumentos: i) pueden ser adquiridas por instituciones �nancieras para cumplir
con requerimientos legales. Esto incrementa la demanda por bonos gubernamentales,
aumentando su precio y por tanto, disminuyendo su rendimiento, ii) el monto de ca-
pital que un banco requiere para respaldar una inversión en bonos gubernamentales es
substancialmente menor que el capital requerido para respaldar una inversión similar
en otros instrumentos con poco riesgo, lo cual es un incentivo más para demandar
estos instrumentos y iii) en Estados Unidos, a los instrumentos soberanos se les otorga
un tratamiento �scal favorable, en comparación con otros instrumentos de renta �ja,
ya que no generan impuestos a nivel estatal (Hull, 2006). De esta forma, las tasas
soberanas son en realidad menores a las tasas libres de riesgo.
Para el caso particular de los activos denominados en pesos tomamos en cuenta
la Tasa de Interés Interbancaria de Equilibrio (TIIE, de aqui en adelante). Esta tasa
14Los símbolos de Bloomberg de las series de tipo de cambio �forward� son: MXN1M para elhorizonte de 1 mes, MXN3M para 3 meses, MXN6M para 6 meses, MXN12M para 12 meses y MXN2Ypara el horizonte de 24 meses.El símbolo de Banco de México para la serie del tipo de cambio FIX es: SF329.
25
se calcula con base en las cotizaciones que proveen los bancos establecidos en México;
así, el Banco de México publica la tasa que equilibra la oferta y demanda de fondos.
Debido a que los periodos de maduración de la TIIE son de 1 y 3 meses, utilizamos
la tasa swap de TIIE para extender la curva de rendimiento a 6, 12 y 24 meses hacia
delante (Ver apéndice A).15
Para determinar el retorno de activos denominados en dólares utilizamos la tasa
Libor (�London Interbank O¤ered Rate�), la cual es una tasa promedio derivada de
las cotizaciones de una muestra de distintos bancos (al menos 8) establecida por la
Asociación de Banqueros Británicos. Para la determinación diaria de esta tasa a las
11:00 am en Londres, se eliminan las cotizaciones extremas del primer y último cuartíl
y se promedia el restante. Debido a que esta tasa no contempla el periodo de madu-
ración de 24 meses hacia delante, para este horizonte utilizamos la tasa swap de activos
denominados en dólares a dos años.16
Como un ejercicio de robustez, en el apéndice B probamos la validez de la condición
de PCI calculando el diferencial de tasas de interés con los instrumentos soberanos,
tanto de México (Cetes) como de Estados Unidos (T-Bills).
4.2. Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI)
4.2.1. Revisión de la Literatura
Como hemos mencionado, diversos autores que han llevado a la práctica la hipótesis
de e�ciencia del mercado cambiario han dado por hecho que la condición de PCI se
sostiene en todo momento, por lo que se han enfocado exclusivamente al estudio de la
relación expresada en la ecuación (5). En el caso de las economías industrializadas este
15Los símbolos de Bloomberg para las tasas de referencia en pesos son: MXIBTIIE Index para elhorizonte de 1 mes y MXIB91DT Index para el caso de 3 meses. Para las tasas swaps de TIIE lossímbolos son: MPSWF para el horizonte de 6 meses, MPSW1 para 12 meses y MPSW2 para 24 meseshacia delante.
16Los símbolos para estas series en Bloomberg son: US0001M Index para 1 mes, US0003M Indexpara 3 meses, US0006M Index para 6 meses y US0012M Index para 12 meses. Para el horizonte de 24meses hacia delante el símbolo de la tasa swap en dólares es USSW2 Curncy.
26
supuesto parece razonable dada la amplia evidencia empírica a favor del cumplimiento
de la PCI.17
Los estudios para países desarrollados que han intentado probar la validez de la PCI,
han empleado, principalmente, dos enfoques. Por un lado, se encuentran los autores
que han buscado contabilizar las desviaciones de la PCI respecto a una banda neutral
determinada por costos de transacción (Frenkel y Levich, 1975, 1977; Clinton, 1988;
Taylor, 1987, 1989) y por el otro, hay quienes han utilizado un enfoque econométrico
(Branson, 1969; Carstens, 1982; Marston, 1976; Turnovsky y Ball, 1983).
El método de banda neutral establece que los costos de transacción generan una
banda de �uctuación para las tasas de retorno y para la prima del �forward�, dentro de
la cual no hay posibilidad de obtener bene�cios extranormales para los inversionistas.
De esta forma, el análisis con este método se centra en conocer la frecuencia con la
que las observaciones se sitúan fuera de esta banda. Frenkel y Levich (1977) aplicaron
esta metodología para distintas divisas, encontrando que, en periodos tranquilos, el
80 por ciento de las oportunidades aparentes de arbitraje se encuentran al interior
de la banda neutral al emplear tasas soberanas, mientras que esto sucede para cerca
del 100 por ciento de las observaciones en el caso de tasas en eurodólares. Por otro
lado, encontraron que en periodos de turbulencia, únicamente el 30 por ciento de las
observaciones aparentes de arbitraje se explican por costos de transacción (es decir,
están dentro de la banda neutral) al emplear tasas soberanas y cerca del 70 por ciento
al emplear tasas en eurodólares. Lo anterior se debe a que, durante los periodos de
turbulencia, existe mayor incertidumbre �nanciera, así como un mayor riesgo político.
El hecho de que un mayor número de las observaciones se encuentran dentro de la
banda neutral para el caso de eurodólares se debe a que, al ser éstos emitidos bajo la
misma jurisdicción, no existe riesgo político.
Por otra parte, Clinton (1988) aproxima los costos de transacción como el promedio
17Entre los estudios que examinan la condición de PDI asumiendo que se cumple la PCI se encuen-tran Fama (1984) y Bekaert y Hodrick (1993).
27
entre el precio de compra y el precio de venta de divisas. El autor analiza los costos
de transacción para un �swap� de tipo de cambio y para las inversiones en una y otra
divisa. El costo de transacción que utiliza para crear la banda neutral es el menor de
estos tres costos. El autor concluye que los costos de transacción proveen menos espacio
a desviaciones de PCI que lo que anteriormente se había sugerido en la literatura. Ante
esto, comenta que las desviaciones de PCI no se deben completamente a los costos
de transacción y que por lo tanto existen oportunidades de arbitraje. Sin embargo,
menciona que estas oportunidades de arbitraje no son sistemáticas ni perduran lo
su�ciente para que se pueda obtener un �ujo de retornos extranormales a través del
tiempo.
El enfoque econométrico, el cual empleamos para nuestro estudio, busca probar la
validez de la PCI mediante la estimación de una regresión de la prima del �forward�
contra el diferencial de tasas de interés. El estudio de Branson (1969) es uno de los
primeros en aplicar esta metodología para el caso de los bonos del Tesoro de Gran
Bretaña y Canadá con respecto a los bonos estadounidenses. El autor señala que para
ambos casos, el diferencial de tasas de interés observado en el periodo de estudio no
permite generar oportunidades de arbitraje sistemáticas. En el caso particular de Mé-
xico, Carstens (1982) aplica este enfoque en el periodo que va de enero de 1980 a junio
de 1982, etapa en la cual el tipo de cambio se encontraba �jo. El autor señala que para
este periodo, como era de esperarse, no se cumple la condición de PCI y que en cambio,
se presenta un incentivo permanente a efectuar arbitraje sacando capitales fuera del
país.
Cabe resaltar, que la evidencia a favor de la condición de PCI se ha concentrado en el
análisis de economías que cuentan con un grado de liberalización �nanciera similar entre
países, así como con mercados de capitales altamente integrados; en cambio, economías
emergentes como la mexicana, aunque empezaron a liberalizar sus cuentas de capitales
a partir de �nales de la década de los 1980�s y principios de los 1990�s, se han carac-
28
terizado por tener reformas institucionales incompletas, condiciones macroeconómicas
de alta volatilidad y mercados �nancieros poco profundos. Estas características parti-
culares son capaces de contribuir a desviaciones de la condición de PCI en economías
emergentes ya que, como señalan Alper et. al.(2007), se puede observar un mayor ries-
go, tanto político como de incumplimiento de contratos, mayores costos de transacción,
así como la presencia de cambios estructurales que incrementen la probabilidad de la
existencia de �peso problem�(cambios anticipados pero no materializados en el tipo de
cambio) en este tipo de economías con respecto a economías industrializadas.
Por tanto, es necesario diferenciar el estudio de mercados emergentes como México
con aquél de economías más desarrolladas y estables. Con esta intención en mente,
buscamos contrastar empíricamente la validez de asumir la condición de PCI al probar
la hipótesis de e�ciencia del mercado de tipo de cambio para el caso mexicano.
4.2.2. Estimación Econométrica
Para probar formalmente la validez de la PCI en el mercado cambiario en México
realizamos un análisis econométrico inspirado en la ecuación (1) mediante la estimación
de la regresión de la prima del �forward� contra el diferencial de tasas de interés:
ft+h;t � st = �0 + �0(it � i�t ) + ut: (R.1)
H0 : �0 = 0; �0 = 1
donde ut es el error de la regresión que, bajo la hipótesis nula, cumple con los
supuestos del método de Mínimos Cuadrados Ordinarios (MCO, de aquí en adelante)
29
y por tanto E [ut] = 0 y Cov [ut; ut�h] = 0, 8 h > 0.18
Como podemos notar, si la PCI se cumple de forma estricta, los estimadores de �0
y �0 no deben diferir signi�cativamente de cero y uno, respectivamente.
Por otra parte, es posible relajar la hipótesis nula de la validez de la PCI al incor-
porar costos de transacción ya que desviaciones de �0 de cero pueden ser el re�ejo de
costos proporcionales a las transacciones que se efectúan en los mercados de instrumen-
tos �nancieros, tanto domésticos como foráneos, así como en los mercados cambiarios,
como se muestra en el apéndice C. Por tanto, para efectos del análisis económico, la
hipótesis de interés es H0: �0 = 1; ya que desviaciones de �0 de la unidad señalan
la existencia de oportunidades de arbitraje sistemáticas por encima de los costos de
transacción. Particularmente, en el caso en que �0 sea mayor a 1, la prima del �forward�
excede al diferencial de tasas de interés, lo que implica que
(1 + it) <Ft+h;t � (1 + i�t )
St,
de esta forma, un inversionista podría obtener una mayor ganancia de especular en
el mercado cambiario al comprar dólares al tipo de cambio St, depositarlos en un
instrumento en dólares a la tasa i�t y venderlos al tipo de cambio �forward�, Ft+h;t;
que invertir en un instrumento denominado en pesos. De manera análoga, si �0 <
18Los supuestos del Método de Mínimos Cuadrados Ordinarios son:
1. La regresión simple es un modelo lineal en los parámetros: yt = �+ �xt + ut:
2. La variable xt es no estocástica y existe variación en los valores observados.
3. ut es una variable aleatoria con media condicional igual a cero: E [ut j xt] = 0:
4. La covarianza entre ut y xt es cero: Cov [ut; xs] = 0; 8 s; t = 1; 2; :::; T:
5. La varianza de ut es constante (Homoscedasticidad): V ar [ut j xt] = �2 < 1 ; 8 t:
6. Los errores no covarían entre sí (Independencia Serial): Cov [ut; us�h] = 0; 8 h > 0:
Así, bajo los supuestos 1 a 4, los estimadores de mínimos cuadrados ordinarios b� y b� son inses-gados, es decir, E [b�] = � y E
hb�i = � . Adicionalmente, los estimadores son consistentes, es decir:
l��mT!1
P [jb�� �j i �] = 0; 8 � > 0.
Finalmente, bajo los supuestos 1 a 6, los estimadores de MCO son los más e�cientes (los de menorvarianza) de entre los estimadores lineales insesgados. (Brooks, 2002).
30
1, es posible obtener mayores ganancias al invertir simplemente en un instrumento
denominado en pesos que al especular en el mercado cambiario.
4.2.3. Resultados
Como una primera aproximación a los datos, las �guras 5 a la 9 presentan la evolu-
ción de la prima del �forward�y del diferencial de tasas de interés para el caso mexicano,
en los horizontes desde 1 mes hasta 24 meses hacia delante.
En general, es posible observar que, tanto la prima del �forward�como el diferencial
de tasas de interés, �uctuaron en niveles alrededor de 15 por ciento anualizados durante
�nales de 1997 y principios de 1998. A partir de julio de 1998, estas series se elevaron
abruptamente alcanzando niveles de por lo menos 25 por ciento anualizado a lo largo de
los periodos de turbulencia generados por las crisis asiática y rusa, para posteriormente
estabilizarse en niveles menores al 10 por ciento a partir de la segunda mitad del 2001.
Desde principios de 2006 a la fecha, la prima del �forward� y el diferencial de tasas
de interés se encuentran en niveles inferiores al 5 por ciento anualizado para todos los
horizontes analizados.
Si nos enfocamos en los horizontes de menor plazo de 1 y 3 meses hacia delante
(�guras 5 y 6), se puede observar que, aunque ambas series se mueven en el mismo
sentido, se presenta una mayor volatilidad relativa en la prima del �forward� respecto
al diferencial de tasas de interés, la cual se reduce en los horizontes de mayor plazo.
Por otra parte, se puede apreciar que, para el periodo de noviembre de 1997 a junio de
2007, el diferencial de tasas de interés para estos horizontes �uctúa por debajo de la
prima del �forward�, especialmente en la segunda mitad de 1998.
Para el horizonte de 6 meses que se presenta en la �gura 7, el diferencial de tasas
de interés se encuentra ligeramente por debajo de la prima del �forward� durante
el año 2000, para después situarse regularmente a la par de la prima a partir del
2001. En el caso del horizonte de 12 meses (�gura 8), no parece existir diferencia en
31
el comportamiento ni en el nivel del diferencial de tasas de interés con respecto a la
prima del �forward�.
Para el horizonte de 24 meses hacia delante es posible apreciar que, a diferencia de
los horizontes de menor plazo, el diferencial de tasas de interés a 24 meses se encuentra
regularmente por encima de la prima del �forward� durante la muestra de estudio,
aunque esta diferencia parece haberse reducido a partir de la segunda mitad del 2005.
Figura 5: Prima del �Forward� para h = 1 mes
10
0
10
20
30
40
50
Nov
97
May
98
Nov
98
May
99
Nov
99
May
00
Nov
00
May
01
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01
May
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02
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03
Nov
03
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04
Nov
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05
Nov
05
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06
Nov
06
May
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% (A
nual
izad
o)
Prima del "Forward"
Diferencial de Retornos
Figura 6: Prima del �Forward� para h = 3 meses
0
5
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May
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May
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05
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% (A
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o)
Prima del "Forward"
Diferencial de Retornos
32
Figura 7: Prima del �Forward� para h = 6 meses
0
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May
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98
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00
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Nov
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May
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Nov
05
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Nov
06
May
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% (A
nual
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o)
Prima del "Forward"
Diferencial de Retornos
Figura 8: Prima del �Forward� para h = 12 meses
0
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Nov
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May
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Nov
98
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May
01
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Nov
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Nov
03
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Nov
04
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05
May
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Nov
06
May
07
% (A
nual
izad
o)
Prima del "Forward"
Diferencial de Retornos
33
Figura 9: Prima del �Forward� para h = 24 meses
0
5
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Nov
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May
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Nov
98
May
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Nov
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Nov
03
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05
May
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Nov
06
May
07
% (A
nual
izad
o)
Prima del "Forward"
Diferencial de Retornos
En el cuadro 1 presentamos la evidencia empírica de la condición de PCI para el caso
del tipo de cambio peso-dólar estadounidense mediante la estimación de la regresión
(R.1).
Para probar la hipótesis conjunta de PCI, en la cual �0 = 0 y �0 = 1, estimamos
los estadísticos derivados de una prueba conjunta de Wald. De esta forma, los casos
en que este estadístico se encuentre en la región de rechazo de una distribución �2,
nos permiten concluir que la condición estricta de PCI no se cumple para la muestra
especi�cada.
Los resultados de este ejercicio se encuentran en la penúltima columna del cuadro
1. A diferencia de los resultados documentados en la literatura para economías indus-
trializadas, en el caso de México, es posible rechazar, con una signi�cancia del 1 por
ciento, la hipótesis conjunta de �0 = 0 y �0 = 1 para todos los horizontes analiza-
dos, con excepción del horizonte de 12 meses hacia delante. Lo anterior implica que,
en promedio, únicamente se cumple la PCI para el periodo de vencimiento de un año
hacia delante en el periodo de estudio que va de febrero de 2000 a junio de 2007 y por
tanto, para este horizonte, se puede expresar el diferencial de tasas de interés como la
prima del �forward�, ya que no existe diferencia estadística entre éstos.
34
Como se mencionó previamente, el estimador de �0 puede capturar aquellos costos
de transacción constantes que se presentan en el mercado cambiario y en las transac-
ciones de instrumentos �nancieros. Como nos indica la tercera columna del cuadro 1,
estos costos parecen ser estadísticamente distintos de cero solamente para el horizonte
de mayor plazo (24 meses).
Ante esto, es posible relajar la hipótesis de PCI al enfocarse en �0 como la parte
relevante de dicha hipótesis. Para este �n, la última columna del cuadro 1 presenta los
resultados de la prueba de hipótesis de �0 = 1, en la cual se contrasta el estadístico
de prueba frente a una distribución normal estándar (Prueba n). Este ejercicio es
consistente con los resultados de la prueba de hipótesis conjunta ya que solamente se
cumple que �0 sea igual a uno para el horizonte de un año, en cambio, para el resto de
los horizontes, se rechaza la hipótesis nula (al 5 por ciento en el caso de 1 y 3 meses
y al 1 por ciento en los casos de 6 y 24 meses). Lo anterior es un indicador de la
posible existencia de oportunidades de arbitraje sistemáticas por encima de los costos
de transacción en el mercado cambiario mexicano para estos horizontes.19
Cabe destacar que para los horizontes de corto plazo de 1, 3 y 6 meses hacia delante,b�0 > 1, lo que implica que el diferencial de tasas de interés para estos horizontes
es, en promedio, menor a la prima del �forward� y por tanto, para los periodos de
estudio analizados, se presenta la posibilidad de obtener ganancias de especular en el
mercado cambiario al cambiar pesos a dólares en el periodo t, invertir los fondos en
un instrumento denominado en dólares y cambiar los dólares a pesos en el mercado
�forward�. En el caso contrario, para el horizonte de 24 meses hacia delante, b�0 < 1,lo que señala la posibilidad de obtener mayores ganancias de invertir simplemente en
19Así también, para cada horizonte estimamos los estadísticos de la prueba F; en el caso de lahipótesis de �0 = 0 y �0 = 1 y de la prueba t, en el caso de la hipótesis de �0 = 1: Pruebas queimponen la restricción adicional de que futg provengan de una distribución normal. Los resultados deeste ejercicio no di�eren cualitativamente de los reportados en este documento. Cabe destacar que,asintóticamente las distribuciones �2 y la F son equivalentes ya que: �
2m
m �! F (m;T � k) cuandoT ! 1, donde m es el número de restricciones del modelo, k es el número de regresores y T es elnúmero de observaciones (Brooks, 2002).
35
un instrumento denominado en pesos que realizar la estrategia alterna de especular en
el mercado de tipo de cambio.
Cuadro 1: Prueba de Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI)
fpt+h;t= �0+�0(it�i�t ) + utPrueba �2 Prueba n
Horizonte Periodo b�0 b�0 R2 ajustada Obs a0= 0; �0= 1 �0= 1
1 mes Nov-97/Jun-07 0.000 1.154*** 0.76 116 14.72*** 2.01**
(0.000) (0.077)
3 meses Nov-97/Jun-07 0.000 1.073*** 0.95 116 20.09*** 2.13**
(0.001) (0.034)
6 meses Feb-00/Jun-07 -0.001 1.063*** 0.97 89 25.13*** 2.84***
(0.001) (0.022)
12 meses Feb-00/Jun-07 0.000 0.999*** 0.99 89 0.41 -0.09
(0.001) (0.013)
24 meses Feb-00/Jun-07 0.008*** 0.847*** 0.99 89 653.68*** -15.17***
(0.001) (0.010)
Errores Estándar de White (1980) consistentes con heteroscedasticidad entre paréntesis.
*, ** y *** denotan signi�cancia estadística al 10, 5 y 1 por ciento, respectivamente.
Como hemos mencionado previamente, para que la condición de PCI se cumpla,
es necesario que los activos que se utilizan para calcular el diferencial de tasas de
interés sean idénticos en todos los aspectos relevantes, con excepción de las monedas
de denominación. Uno de estos aspectos, en los cuales claramente di�eren los tasas de
interés denominados en pesos con respecto a los tasas de interés en dólares que hemos
empleado, se re�ere a la jurisdicción política en la cual son emitidos los respectivos
instrumentos.
36
Como señala Aliber (1973), las diferencias en la moneda de denominación de los
activos generan riesgo cambiario (la probabilidad de que el tipo de cambio puede �uc-
tuar). Por otro lado, diferencias en la jurisdicción política en la que se emiten los activos
generan riesgo político (la probabilidad de que la autoridad estatal se puede interponer
entre los inversionistas en un país y las oportunidades de inversión en otros países).
Los contratos de tipo de cambio �forward�permiten a los inversionistas proteger sus
portafolios contra el riesgo cambiario. De esta manera, la parte del diferencial de tasas
de interés que no se explica por riesgo cambiario re�eja principalmente riesgo político.
Para que exista este tipo de riesgo, no es necesario que se presenten choques políticos
adversos como los ocurridos a lo largo de 1994 en nuestro país, tan sólo es su�ciente que
los inversionistas estén preocupados con la posibilidad de que las autoridades puedan
ejercer controles cambiarios o impositivos entre la fecha en la que realizan el contrato
�forward� y la fecha en la que lo ejercen.20
La presencia de riesgo político en la condición de PCI puede originar las desviaciones
de b�0 de su valor bajo la hipótesis nula en la regresión (R.1), como las descritas en elcuadro 1.
Al respecto, Carstens (1987), con base en un modelo de optimización en dos pe-
riodos de un individuo que maximiza la utilidad esperada de su riqueza, señala que,
en presencia de riesgo político, la PCI no se cumple y que las desviaciones de esta
condición son óptimas en el equilibrio y por tanto los agentes no las consideran co-
mo oportunidades desaprovechadas de ganancia, sino como una compensación ante la
presencia de riesgo político.
De�namos el riesgo político en México relativo al de Estados Unidos, �Pt , como una
variable que se encuentra inversamente relacionada con la probabilidad de pago, �t, de
la ganancia (1+it) de la inversión en pesos, donde �t =1
(1+�Pt ). De esta forma, podemos
expresar la paridad cubierta de tasas de interés (PCI) como:
20Además del riesgo político, el diferencial de retornos puede re�ejar, como hemos expresado, costosde transacción, así como error de medición.
37
(1 + it)
(1 + �Pt )=Ft+h;t � (1 + i�t )
St.
Al tomar una aproximación logarítmica y reagrupar términos, se puede reescribir a
la PCI ajustando por el riesgo político como:
ft+h;t � st = (it � �Pt )� i�t :
De esta forma, si �Pt se encuentra omitida en la regresión (R.1), entonces el verdadero
modelo econométrico está dado por:
ft+h;t � st = �0 + �0(it � �Pt � i�t ) + �t; donde �t s N(0; �2). (7)
De esta forma, ut en la regresión (R.1) se puede expresar como:
ut = �t � �0�Pt :
Por tanto, ante la presencia de riesgo político, la esperanza de b�0 bajo la hipótesisnula se puede reescribir como:
Ehb�0i = 1� cov �(it � i�t ); �Pt �var (it � i�t )
,
dondecov[(it�i�t );�Pt ]var(it�i�t )
es el llamado sesgo de variable omitida. Bajo esta idea, las es-
timaciones del cuadro 1 nos indican que para los horizontes de corto plazo de 1, 3 y
6 meses, en los cuales b�0 > 1, implican que la cov�(it � i�t ); �Pt
�< 0 y por tanto, la
reducción en el diferencial de tasas de interés entre México y Estados Unidos parece
estar asociada con un aumento en la percepción del riesgo político en México respec-
to al de Estados Unidos para los instrumentos de corto plazo. En cambio, para los
horizontes de 12 y 24 meses hacia delante, para los cuales b�0 < 1, parecerían indicarque cov
�(it � i�t ); �Pt
�> 0, lo que implica que la disminución en las tasas de interés de
38
México respecto a las de Estados Unidos va directamente ligada con la percepción de
un menor riesgo político relativo en los horizontes de mayor plazo.
Al contar con la condición de PCI ajustada por riesgo político, es posible capturar
de ésta, la variable �Pt para cada horizonte de pronóstico. De esta forma, siguiendo a
Echavarría et al. (2008), restamos el término (it� i�t ) a ambos lados de la ecuación (7),
para obtener:
ert+h;t = (ft+h;t � st)� (it � i�t ) = �0 + (�0 � 1)(it � i�t )� �0�Pt + ut; (8)
donde ert+h;t denota el exceso de retorno en el periodo t para el horizonte t + h
qu se encuentra dado por la diferencia entre la prima del �forward� y el diferencial de
tasas.
Expresando la ecuación (8) en términos del riesgo político, tenemos:
�Pt =�0 + (�0 � 1)(it � i�t ) + ut � ert+h;t
�0(9)
En la �gura 10 se muestra la evolución del riesgo político de los instrumentos me-
xicanos respecto a los estadounidenses, que obtuvimos de la condición de PCI (ecuación
9) para el horizonte de 12 meses hacia delante, en el cual b�0 < 1. Esta medida la com-paramos con una serie de riesgo político comúnmente utilizada en el sector �nanciero
como es el Índice EMBI+ para México que calcula el banco J. P. Morgan en base a un
diferencial de tasas de interés entre la deuda gubernamental de los Estados Unidos e
instrumentos de corto y largo plazo de deuda mexicana emitidos en el extranjero.21 De
esta �gura es posible notar una alta similitud entre estas dos medidas de riesgo en el
periodo examinado que se re�eja en un coe�ciente de correlación de 0.83. Sin embargo,
la medida de riesgo político que obtuvimos de la condición de PCI parece capturar
con anteriodidad la reducción en el riesgo-país a raíz del inicio de la última recesión
21Más información sobre este índice en �Emerging Markets Bond Index Plus (EMBI +), Rules andMethodology�, J.P. Morgan Securities Inc., Emerging Markets Research, diciembre de 2004. Datosobtenidos de la plataforma Bloomberg con símbolo JPSSEMME Index.
39
Figura 10: Riesgo País Implícito vs EMBI +
0.E+00
2.E04
4.E04
6.E04
8.E04
1.E03
1.E03
1.E03
2.E03
Feb
00
Ago
00
Feb
01
Ago
01
Feb
02
Ago
02
Feb
03
Ago
03
Feb
04
Ago
04
Feb
05
Ago
05
Feb
06
Ago
06
Feb
07
%
0
50
100
150
200
250
300
350
400
450
Punt
os B
ase
Riesgo País (h=12 meses)
Índice EMBI+ México (Eje Derecho)
estadounidense a partir de marzo de 2001, mientras que el Índice EMBI+ para México
disminuye con una mayor lentitud, especí�camente a partir de �nales de 2002, como
resultado, entre otras razones, de la sustitución de deuda externa por deuda interna
por parte del gobierno mexicano.22
Con el objetivo de profundizar en la validez de la condición de PCI para el caso
mexicano, no sólo en promedio para las muestras analizadas, sino en su evolución a
través del tiempo, analizamos la estabilidad de los parámetros �0 y �0 de la regresión
(R.1) en el tiempo. Lo anterior se logró mediante la estimación de estos parámetros
por MCO, utilizando ventanas móviles que, en adición, nos permiten capturar posibles
cambios estructurales que pudieran haberse presentado en los procesos estocásticos de
las series. Un ejemplo de los cambios estructurales que se han presentado en México
a raíz del periodo de libre �otación del tipo de cambio es la convergencia gradual de
la política monetaria hacia un esquema basado en objetivos de in�ación desde 1998 y
la posterior adopción fomal de un objetivo de in�ación en enero de 2001 ( Programa
Monetario para 2001, enero de 2001, Banco de México, p. 68).
Para este ejercicio, se estimaron los parámetros de la condición de PCI con una
22Las fechas de los expansiones y contracciones de los ciclos económicos en Estados Unidos sepueden consultar en la página: http://www.nber.org/cycles.html
40
Figura 11: Estimadores de Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI) para h=1 mes
0.004
0.002
0.000
0.002
0.004
0.006
0.008
0.010
Oct
00
Feb
01
Jun
01
Oct
01
Feb
02
Jun
02
Oct
02
Feb
03
Jun
03
Oct
03
Feb
04
Jun
04
Oct
04
Feb
05
Jun
05
Oct
05
Feb
06
Jun
06
Oct
06
Feb
07
Jun
07
Parámetro �0
1.00
0.50
0.00
0.50
1.00
1.50
2.00
Oct
00
Feb
01
Jun
01
Oct
01
Feb
02
Jun
02
Oct
02
Feb
03
Jun
03
Oct
03
Feb
04
Jun
04
Oct
04
Feb
05
Jun
05
Oct
05
Feb
06
Jun
06
Oct
06
Feb
07
Jun
07
Parámetro �0
*Intervalos de Con�anza al 90 por ciento con errores estándar de White (1980).
**Cada fecha determina la última observación de cada ventana móvil.
ventana móvil de tres años (36 meses) para todos los horizontes. De esta manera, en
una primera ronda, se realizan las estimaciones con una muestra de los primeros 36
meses; en la siguiente ronda, se desecha el primer mes de la estimación y se agrega el
mes número 37 y así, subsecuentemente para cada ventana a lo largo de la muestra de
estudio.23 Las �guras 11 a la 15 muestran las grá�cas de estas estimaciones junto con
intervalos de con�anza al 90 por ciento para todos los horizontes analizados.
Para el caso del horizonte de un mes (�gura 11), se puede observar que �0 se
encuentra estadísticamente por encima de cero en el periodo de octubre de 2003 a
octubre de 2006, lo que implica la posible existencia de ciertos costos de transacción en
el mercado cambiario mexicano para este periodo, resultado que no es posible apreciar
con los resultados promedio de la muestra completa, en el que �0 no parece diferir
signi�cativamente de cero (cuadro 1).
En cuanto al valor estimado de �0, aunque para el caso de la muestra completa
parece situarse por encima del valor hipotético de uno, al analizar la evolución de este
23Alternativamente, se realizaron las estimaciones con un tamaño de ventana de 2 y 4 años, respec-tivamente. Los resultados no di�eren cualitativamente de los presentados en este estudio.
41
Figura 12: Estimadores de Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI) para h=3 meses
0.004
0.002
0.000
0.002
0.004
0.006
0.008
0.010
Oct
00
Feb
01
Jun
01
Oct
01
Feb
02
Jun
02
Oct
02
Feb
03
Jun
03
Oct
03
Feb
04
Jun
04
Oct
04
Feb
05
Jun
05
Oct
05
Feb
06
Jun
06
Oct
06
Feb
07
Jun
07Parámetro �0
0.00
0.20
0.40
0.60
0.80
1.00
1.20
1.40
Oct
00
Feb
01
Jun
01
Oct
01
Feb
02
Jun
02
Oct
02
Feb
03
Jun
03
Oct
03
Feb
04
Jun
04
Oct
04
Feb
05
Jun
05
Oct
05
Feb
06
Jun
06
Oct
06
Feb
07
Jun
07
Parámetro �0
*Ver notas de la �gura 11.
Figura 13: Estimadores de Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI) para h=6 meses
0.008
0.006
0.004
0.002
0.000
0.002
0.004
0.006
0.008
0.010
Ene
03
Abr
03
Jul0
3
Oct
03
Ene
04
Abr
04
Jul0
4
Oct
04
Ene
05
Abr
05
Jul0
5
Oct
05
Ene
06
Abr
06
Jul0
6
Oct
06
Ene
07
Abr
07
Parámetro �0
0.60
0.70
0.80
0.90
1.00
1.10
1.20
1.30
Ene
03
Abr
03
Jul0
3
Oct
03
Ene
04
Abr
04
Jul0
4
Oct
04
Ene
05
Abr
05
Jul0
5
Oct
05
Ene
06
Abr
06
Jul0
6
Oct
06
Ene
07
Abr
07
Parámetro �0
*Ver notas de la �gura 11.
42
Figura 14: Estimadores de Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI) para h=12meses
0.010
0.008
0.006
0.004
0.002
0.000
0.002
0.004
0.006
0.008
0.010
Ene
03
Abr
03
Jul0
3
Oct
03
Ene
04
Abr
04
Jul0
4
Oct
04
Ene
05
Abr
05
Jul0
5
Oct
05
Ene
06
Abr
06
Jul0
6
Oct
06
Ene
07
Abr
07
Parámetro �0
0.70
0.75
0.80
0.85
0.90
0.95
1.00
1.05
1.10
1.15
Ene
03
Abr
03
Jul0
3
Oct
03
Ene
04
Abr
04
Jul0
4
Oct
04
Ene
05
Abr
05
Jul0
5
Oct
05
Ene
06
Abr
06
Jul0
6
Oct
06
Ene
07
Abr
07
Parámetro �0
*Ver notas de la �gura 11.
Figura 15: Estimadores de Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI) para h=24meses
0.005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0.025
Ene
03
Abr
03
Jul0
3
Oct
03
Ene
04
Abr
04
Jul0
4
Oct
04
Ene
05
Abr
05
Jul0
5
Oct
05
Ene
06
Abr
06
Jul0
6
Oct
06
Ene
07
Abr
07
Parámetro �0
0.70
0.75
0.80
0.85
0.90
0.95
1.00
Ene
03
Abr
03
Jul0
3
Oct
03
Ene
04
Abr
04
Jul0
4
Oct
04
Ene
05
Abr
05
Jul0
5
Oct
05
Ene
06
Abr
06
Jul0
6
Oct
06
Ene
07
Abr
07
Parámetro �0
*Ver notas de la �gura 11.
43
parámetro estimado es posible descubrir que a partir de �nales de 2003 hasta mediados
de 2006, este estimador se encuentra por debajo de uno, implicando la oportunidad de
obtener mayores ganancias en este periodo, al invertir simplemente en un instrumento
denominado en pesos que realizar la estrategia alterna de especular en el mercado de
tipo de cambio. Por otra parte, parece que en este periodo es mayor la incertidumbre
asociada a los parámetros, como indica la amplitud de los intervalos de con�anza, tanto
de �0 como de �0. A partir de la segunda mitad de 2006 es posible observar en adición,
una tendencia de los parametros hacia su valor bajo e�ciencia.
Los resultados para el horizonte de 3 meses presentados en la �gura 12 son similares
a los encontrados para el horizonte de un mes, pero con un menor grado de incertidum-
bre asociada al parámetro �0; ya que el intervalo de con�anza se sitúa entre 0.4 y 1.2
en comparación con -0.8 y 1.5 del horizonte de 1 mes hacia delante.
Al examinar la estimación con ventanas móviles para el horizonte de 6 meses,
es posible observar que �0 y �0 son estadísticamente mayor a cero y menor a uno,
respectivamente, sólo en la primera mitad del 2006 y por tanto, con excepción de este
periodo, la PCI parece cumplirse a lo largo de la muestra que va de 2000 a 2007.
Para el horizonte de 12 meses hacia delante (�gura 14), el intervalo de con�anza del
estimador de �0 parece reducirse conforme se acerca el �n de la muestra, así también,
este estimador es mayor a cero solamente a principios de 2006, al igual que para el
horizonte de 6 meses. En cuanto al parámetro �0, la �gura 14 parece señalar que a
partir de 2006, este parámetro se reduce sustancialmente, para situarse por debajo de
uno, aunque el intervalo de con�anza superior vuelve abarcar este valor a partir de
abril de 2007.
A diferencia de los horizontes anteriores, el caso del horizonte de 24 meses que se
presenta en la �gura 15 nos indica que, congruente con los resultados para toda la
muestra, el parámetro �0 es estadísticamente mayor a cero a través del tiempo, con
excepción del periodo de noviembre de 2004 a noviembre de 2005. Por otra parte, �0
44
�uctúa con un nivel inferior a uno a lo largo de toda la muestra con un intervalo
de con�anza entre 0.75 y 0.95 aproximadamente. Este hecho con�rma lo analizado
anteriormente, en el sentido en que para el horizonte de mediano plazo de 2 años hacia
delante, existen oportunidades de ganancia al invertir simplemente en un instrumento
denominado en pesos respecto a la estrategia alterna de especular en el mercado de
tipo de cambio.
Debido a que, por un lado, la evidencia empírica no parece sustentar la validez
de asumir la PCI para el mercado cambiario mexicano, con excepción del horizonte
de 1 año y a que, por otra parte, los parámetros de esta condición parecen presen-
tar cierta variación en el tiempo en todos los horizontes examinados, las estimaciones
posteriores que involucren la depreciación esperada mediante contratos de tipo de cam-
bio �forward�, se calcularán alternativamente con la medida de depreciación esperada
obtenida del diferencial de tasas de interés de activos denominados en pesos y activos
denominados en dólares.
4.3. Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI)
4.3.1. Revisión de la Literatura
Como mencionamos anteriormente, el análisis de e�ciencia en el mercado de tipo
de cambio se ha reducido a probar la validez de la PDI establecida en la ecuación (5).
El enfoque que tradicionalmente se ha empleado para probar esta relación se centra
en una regresión de la depreciación observada contra la prima del �forward�. Como
exponen Froot y Thaler (1990), Engel (1995) y Alper et al. (2007) entre otros, la
amplia evidencia empírica para economías industrializadas rechaza contundentemente
que se cumpla la condición de PDI. De hecho, la mayoría de la literatura encuentra la
existencia de una relación estadística negativa o nula entre la depreciación observada
y la prima del �forward� para una gran cantidad de divisas, en distintos periodos de
tiempo. Esta regularidad empírica se ha denominado en la literatura como la �anomalía
45
de la prima del forward�.
Los estudios que se han enfocado en economías emergentes parecen encontrar que
el sesgo de la prima del �forward� es menos severo en este tipo de economías que en
países industrializados. En particular, Bansal y Dahlquist (2000) analizan la condición
de PDI para un total de 28 economías, tanto desarrolladas como emergentes, utilizando
datos mensuales para el periodo 1976-1998. Los autores reportan que la �anomalía de
la prima del forward� se presenta en países con alto producto per cápita (economías
industrializadas) y en particular en los casos en los que la tasa de interés de Estados
Unidos es mayor a la foránea. Esta anomalía no se presenta en ninguno de los países
emergentes analizados. Asimismo, encuentran que la relación entre la depreciación es-
perada del tipo de cambio y el diferencial de tasas en los países emergentes se debe a las
características especí�cas de cada economía (producto per cápita, nivel y volatilidad
de la in�ación y la calidad crediticia).24 Por otro lado, Flood y Rose (2002) realizan las
pruebas de PDI para una muestra de 13 economías desarrolladas y 10 economías emer-
gentes durante los 1990�s (periodo en el cual se presentan diversas crisis cambiarias).
Estos autores encuentran resultados favorables para economías con mayor in�ación y
que han experimentado al menos, un cambio de régimen de tipo de cambio durante el
periodo de estudio. En adición, encuentran que la PDI funciona mejor en países con
altas tasas de interés, en el sentido de que la relación entre la depreciación cambiaria
y el diferencial de tasas es positiva.
Como mencionamos en un principio, las desviaciones de PDI que se han encontrado
en la literatura se han atribuido regularmente a fallas en alguno de los dos supuestos
principales que la sustentan. Por un lado, se argumenta la existencia de una prima de
riesgo que varía en el tiempo. Por otra parte, los autores que han asumido que los inver-
sionistas son neutrales al riesgo o que si existe riesgo cambiario, éste es perfectamente
24Para el caso de economías emergentes la muestra inicia a �nales de los 1980�s o principios delos 1990�s (periodo de liberalización �nanciera). Para el caso especí�co de México, la muestra inicia apartir de noviembre de 1994.
46
diversi�cable, interpretan cualquier sesgo de la prima del �forward� como evidencia de
irracionalidad en las expectativas de los agentes.
4.3.2. Estimación Econométrica
Bajo el supuesto de expectativas racionales, la depreciación esperada del tipo de
cambio, �set+h;t, debe diferir de la depreciación observada, �st+h, en el error de pronós-
tico racional, et+h, el cual re�eja información conocida entre los periodos t y t+ h, por
lo que no se encuentra correlacionado con el conjunto de información de los agentes en
el periodo t, t; de esta manera:
�st+h = �set+h;t + et+h, donde E [et+hjt] = 0
De esta forma, al sustituir esta condición en (5), es posible probar la condición de
PDI mediante una regresión con la depreciación observada como la variable depen-
diente, de la forma:
�st+h = �1+�1fpt+h;t+"t+h (R.2)
H0 : �1 = 0; �1 = 1
Alternativamente, si no se asume que se cumple la condición de PCI, la regresión
para probar PDI se puede expresar como:
�st+h = �1+�1(it � i�t )+"t+h (R.2 bis)
H0 : �1 = 0; �1 = 1
47
Bajo la hipótesis nula, la prima del �forward� (o el diferencial de tasas de interés) es
un estimador insesgado de la depreciación observada y por tanto, podemos determinar
que el tipo de cambio en México es e�ciente en el sentido de que la ganancia esperada
de especular en el mercado cambiario es cero.
El parámetro �1 busca capturar cualquier sesgo constante en la predicción de la
depreciación cambiaria. Por otro lado, los casos en que �1 < 1 implican que un incre-
mento en la prima del �forward� (o en el diferencial de tasas de interés) se encuentra
asociado con una depreciación observada del peso frente al dólar de menor proporción.
De hecho, si �1 < 0, como regularmente se ha documentado en la literatura, implica
que un incremento en la prima del �forward� (o en el diferencial de tasas de interés)
se encuentra asociado a una disminución en la depreciación observada del peso frente
al dólar.25 En cualquiera de estos casos, no es posible distinguir con esta prueba qué
proporción del sesgo en la prima del �forward� puede deberse a irracionalidad en las
expectativas o a desviaciones de neutralidad al riesgo por parte de los inversionistas.
Consideraciones Econométricas Si buscáramos estimar las regresiones (R.2) y
(R.2 bis) por el método de MCO es necesario, en primera instancia, que la prima del
�forward�, fpt+h;t, o en su caso, el diferencial de tasas de interés, it � i�t , cumplan
con el criterio de exogeneidad, de tal forma que Cov�fpt+h;t; "t+h
�= 0; ésto con el
�n de asegurar que b�MCO
1 sea un estimador insesgado de �1. Este requerimiento se
cumple para nuestro análisis de la condición de PDI, bajo la hipótesis mantenida de
que los agentes forman sus expectativas de forma racional, E ["t+h;tjt] = 0, debido
a que fpt+h;t; it � i�t 2 t. Sin embargo, para que los errores estándar de MCO sean
e�cientes, es preciso que los errores de la regresión no se encuentren correlacionados
serialmente, esto es que cov ["t+h; "t+h�j] = 0; 8 j > 0. Este supuesto del método de
MCO no se cumple para el análisis econométrico de la condición de PDI, debido a que
25Si �0 tiende a cero, �1 < 0 implica directamente que una mayor prima del �forward� se encuentraasociada a una apreciación esperada del peso frente al dolar.
48
bajo la hipótesis nula de �1 = 0 y �1 = 1; el error de las regresiones (R.2) y (R.2 bis),
"t+h, equivalen al error de pronóstico racional, et+h, el cual presenta una estructura de
autocorrelación de orden h� 1:
Esta estructura de autocorrelación se presenta ya que la frecuencia de nuestra mues-
tra (mensual) es menor a la frecuencia del vencimiento de los contratos de tipo de
cambio �forward� para los horizontes de 3, 6, 12 y 24 meses hacia delante. En el caso
particular del horizonte de 1 mes hacia delante (h = 1), no se presenta correlación
serial ya que la frecuencia de la muestra es igual a la del horizonte de vencimiento del
contrato �forward� a un mes, por lo que et+1;t se comporta como un promedio móvil
de orden cero, MA(0) o �ruido blanco�.
Para comprender la intuición de esta estructura de autocorrelación, supongamos
que se pacta un contrato para comprar o vender pesos al tipo de cambio �forward�,
Ft+h;t, con entrega en el periodo t+ h. De esta manera, los valores observados del tipo
de cambio St+1, St+2, : : :, St+h no son conocidos todavía cuando se pacta el contrato
en t. Por tanto, los correspondientes errores de pronóstico et+h�s = st+h�s � ft+h�s;t�s
para s = 1; 2; : : : ; h � 1 no son observables. Debido a que et+1,et+2, : : :, et+h�1 no
forman parte del conjunto de información t, no es posible descartar la existencia de
correlación entre éstos y et+h, tal que:
Cov [et+h; et+h�s] 6= 0, s = 1; 2; : : : ; h� 1 (10)
Por otro lado, los errores de pronóstico, "t+h�s; para s � h son conocidos en el
periodo t al pactar el contrato del tipo de cambio �forward� y por tanto, bajo el
supuesto de expectativas racionales, no deberían estar correlacionados con el error de
pronóstico incurrido en t:
Cov [et+h; et+h�s] = 0, s � h (11)
49
Una matriz varianza-covarianza consistente con la estructura de autocorrelación de
orden h � 1 se presenta cuando los errores de la regresión (R.2), "t+h, son generados
por un proceso como el de un promedio móvil de orden h� 1 (MA(h� 1)):
"t+h = ut + �1ut�1 + �2ut�2 + : : :+ �h�1ut�h+1, donde ut � N(0; �2): (12)
Para analizar esta propiedad de los errores de pronóstico óptimos, tomemos como
ejemplo la estructura de autocorrelación de los errores de pronóstico del tipo de cambio
�forward�para el mercado cambiario peso-dólar estadounidense que se presenta en las
�guras de la 16 a la 20, las cuales muestran los correlogramas de estos errores para los
horizontes de vencimiento de 1 hasta 24 meses hacia delante, junto con una banda de
signi�cancia de dos errores estándar.26
Como podemos observar de las �guras 16, 17 y 18, el patrón de las autocorrelaciones
muestrales de los errores de pronóstico del tipo de cambio �forward�para los horizontes
de 1, 3 y 6 meses hacia delante, parece ser consistente con el supuesto de expectativas
racionales. En el caso particular del horizonte de 1 mes hacia delante, este patrón
concuerda con aquél de unMA(0) o �ruido blanco�. Para el horizonte de 3 meses hacia
delante, el patrón de autocorrelación se asemeja al de un promedio móvil de orden 2
(MA(2)). De la misma forma, para el horizonte de 6 meses, el patrón de autocorrelación
se mantiene por encima de dos errores estándar para los primeros cinco rezagos, para
posteriormente, �uctuar regularmente al interior de la banda.26Cada autocovarianza s, se calcula como:
s =
�(�s + �s+1�1 + �s+2�2 + : : :+ �q�q�s)�
2 si s = 1; 2; : : : ; q0 si s > q:
La autocorrelación del rezago s se de�ne como: � s = s
0. Por otra parte, cada error estándar está
dado por 1pT, donde T representa el número de observaciones. El intervalo de con�anza del 95 por
ciento está dado por �1;96 1pTpor lo que la banda de dos desviaciones estándar que se representa en
las �guras 15 a la 19 es aproximadamente el intervalo de con�anza del 95 por ciento.
50
Figura 16: Correlograma de et+h = st+h � ft+h;t (h = 1)
0.3
0.2
0.1
0.0
0.1
0.2
0.3
0.4
0 5 10 15 20 25 30 35
Rezago
Aut
ocor
rela
ción
Dos Errores Estándar
Figura 17: Correlograma de et+h = st+h � ft+h;t (h = 3)
0.4
0.2
0.0
0.2
0.4
0.6
0.8
0 5 10 15 20 25 30 35
Rezago
Aut
ocor
rela
ción
Dos Errores Estándar
51
Figura 18: Correlograma de et+h = st+h � ft+h;t (h = 6)
0.4
0.2
0.0
0.2
0.4
0.6
0.8
1.0
0 5 10 15 20 25 30 35
Rezago
Aut
ocor
rela
ción
Dos Errores Estándar
Figura 19: Correlograma de et+h = st+h � ft+h;t (h = 12)
0.6
0.4
0.2
0.0
0.2
0.4
0.6
0.8
1.0
0 5 10 15 20 25 30 35
Rezago
Aut
ocor
rela
ción
Dos Errores Estándar
52
Figura 20: Correlograma de et+h = st+h � ft+h;t (h = 24)
0.6
0.4
0.2
0.0
0.2
0.4
0.6
0.8
1.0
0 5 10 15 20 25 30 35
Rezago
Aut
ocor
rela
ción
Dos Errores Estándar
En el caso de los horizontes de mayor plazo de 12 y 24 meses hacia delante (�guras 19
y 20, respectivamente), aunque para los primeros rezagos existe una correlación serial
consistente con el supuesto de expectativas racionales, los correlogramas para estos
horizontes parecen señalar cierto exceso de autocorrelación y por tanto, para estos
horizontes, el tipo de cambio �forward� no está contemplando errores de pronóstico
cometidos en el pasado que son conocidos por los inversionistas.
Como se mencionó anteriormente, la existencia de autocorrelación implica que los
estimadores de MCO no sean e�cientes. Por esta razón, los errores estándar estimados
por MCO no son de mínima varianza, lo que provoca que la inferencia a partir de
pruebas de hipótesis con este método generen resultados incorrectos. Finalmente, la
autocorrelación en los errores pueden generar que las pruebas de bondad de ajuste, en
particular el coe�ciente R2, tengan un valor por encima de su valor poblacional.
Una vez documentada la existencia de correlación serial en los errores de pronós-
tico del tipo de cambio �forward� para el mercado cambiario mexicano, empleamos
el Método Generalizado de Momentos (MGM, de aquí en adelante) propuesto por
Hansen (1982) para estimar la condición de PDI en el mercado cambiario mexicano. Con
este método de estimación es posible modi�car apropiadamente la matriz de varianza-
53
covarianza estimada para obtener así, errores estándar e�cientes dada la correlación
serial de orden h� 1.
El estimador del MGM es la solución particular a la condición de ortogonalidad:
E [xt � "t+h] = 0;
donde xt funciona como una variable instrumental que es ortogonal al error de la
regresión, "t+h, y que se encuentra correlacionada con los regresores, que en nuestro
caso son fpt+h;t y it � i�t . Debido a que, bajo la hipótesis nula, tanto la prima del
�forward�, fpt+h;t; como el diferencial de tasas de interés, it � i�t ; son ortogonales a
"t+h, utilizamos estos regresores predeterminados como instrumentos para estimar las
regresiones (R.2) y (R.2 bis), respectivamente.
Para incorporar la correlación serial, de�namos a (s) como la autocovarianza
poblacional de orden s del error de pronóstico como:
(s) = cov ["t+h; "t+h�s] :
Hansen (1982) sugiere estimar (s) mediante sus momentos muestrales:
b (s) = TPt=s+1
b"t+hb"t+h�sPor tanto, la matriz de covarianza estimada de los errores, b�, es una matriz simétrica
de T � T elementos, donde cada uno de sus elementos estimados, bws, está dado por:bws =
8><>: b (s)�s;h si s = 0; 1; 2; : : : ; h� 1
0 si s � h;
donde �s;h es un factor de descuento aplicado a las autocovarianzas con el objetivo
de asegurar que b� sea una matriz positiva semi-de�nida.Para el presente estudio utilizamos como factor de descuento un kernel de Bartlett
54
, �s;h, que otorga pesos decrecientes a las autocovarianzas de la forma:
�s;h = 1�� sh
�:
4.3.3. Resultados
En el cuadro 2 se presentan los resultados de la condición de PDI mediante la
estimación de la regresión (R.2) con el MGM de Hansen (1982).
La penúltima columna de este cuadro muestra los estadísticos de la prueba de
Wald para la hipótesis conjunta de �1 = 0 y �1 = 1, la cual establece la e�ciencia
del mercado de tipo de cambio en México. Los resultados de este ejercicio muestran
que, consistente con los resultados presentados sobre la condición de PCI, se rechaza la
hipótesis de e�ciencia en el mercado cambiario mexicano con excepción del horizonte
de un año hacia delante, en donde no es posible rechazar la hipótesis nula de que �1 = 0
y �1 = 1; en los demás horizontes, se rechaza esta hipótesis conjunta al 1 por ciento
para 1, 3 y 6 meses hacia delante y al 5 por ciento para el horizonte de 24 meses.
Al tomar en cuenta los horizontes de 12 y 24 meses hacia delante, en los que los
estimadores de �1 son estadísticamente distintos de cero, sólo para el horizonte de un
año hacia delante no es posible rechazar la hipótesis nula de que �1 = 1 (Prueba n).
Cabe resaltar que estos resultados di�eren con la regularidad empírica encontrada
en los estudios de economías industrializadas, en los que b�1 se encuentra cercano a ceroo es negativo. De hecho, para el horizonte de 24 meses, b�1 se encuentra por encimade uno, es decir que, ante un incremento de la prima del �forward�, la depreciación
observada aumenta más que proporcionalmente, lo que implica que los inversionistan
subestiman la depreciación actual del tipo de cambio en este horizonte.27
Estos resultados no parecen depender del tamaño de la muestra entre horizontes, ya
27Froot y Thaler (1990) documentan que el valor promedio de b�1 entre 75 estudios publicados esde -0.88 (no se reporta un error estándar). Como los autores describen: �algunos pocos son positivos,pero ninguno es igual o mayor que la hipótesis nula de �1 = 1�(Froot y Thaler, 1990, p. 182)
55
que como se muestra en el apéndice D, al repetir el ejercicio tomando en consideración
una muestra común entre horizontes (abril-03/jun-07), se refuerza la evidencia de que
en el corto plazo (1, 3 y 6 meses hacia delante), la prima del �forward� tiende a
sobreestimar la depreciación observada, mientras que en el horizonte de mayor plazo
(2 años hacia delante), tiende a subestimarla. La única diferencia radica en que para
el caso de un mes hacia delante, al asumir la condición de PCI, la prima del �forward�
tiende a subestimar la depreciación observada.
Por tanto, para todos los horizontes examinados, con excepción del de un año
hacia delante, el tipo de cambio �forward� no es un estimador insesgado del tipo de
cambio observado, lo que implica que el mercado cambiario en México parece no ser
e�ciente para los periodos analizados, en el sentido de que posiblemente, la ganancia
esperada de especular en el mercado cambiario sea positiva. De hecho, el poco poder
de la prima del �forward�para explicar la depreciación observada queda de mani�esto
en los niveles del coe�ciente de determinación, R2 ajustado; los cuales señalan que la
variabilidad de la depreciación observada que se puede explicar por la variabilidad de
la prima del �forward�es casi nula, a excepción del horizonte de 24 meses, en el cual, la
variabilidad de la prima del �forward� explica hasta el 30 por ciento de la variabilidad
de la depreciación observada.
56
Cuadro 2: Prueba de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) Asumiendo PCI
�st+h= �1+�1(fpt+h;t) + "1;t+h
Prueba �2: Prueba n:
Horizonte Periodo b�1 b�1 R2 ajustada Obs a1= 0; �1= 1 �1= 1
1 mes Dic-97/Jun-07 -0.005 0.856 0.07 115 13.52*** -0.27
(0.004) (0.532)
3 meses Feb-98/Jun-07 0.009 -0.053 0.00 113 14.88*** -3.17***
(0.007) (0.331)
6 meses Ene-01/Jun-07 0.028 -0.508 0.01 78 14.10*** -3.05***
(0.018) (0.494)
12 meses Abr-02/Jun-07 -0.028 0.988*** 0.07 63 2.45 -0.04
(0.026) (0.324)
24 meses Abr-03/Jun-07 -0.171* 1.784*** 0.30 51 8.15** 1.63*
(0.089) (0.481)
Errores Estándar de MGM con autocorrelación de orden h-1 entre paréntesis.
*, ** y *** denotan signi�cancia estadística al 10, 5 y 1 por ciento, respectivamente.
Con el objetivo de conocer la evolución en el tiempo de los parámetros �1 y �1, se
presentan las estimaciones de la regresión (R.2) en ventanas móviles de 3 años, como las
realizadas en la sección anterior. Al respecto, Koning y Straetmans (1997) resaltan la
falta de investigación sobre la variación potencial de los parámetros de la condición de
PDI y particularmente del coe�ciente que mide la pendiente de la prima del �forward�
(�1). Las �guras 21 a 25 presentan los grá�cos de estas estimaciones para los horizontes
desde 1 mes hasta 24 meses hacia delante.
En general, podemos observar que la variabilidad de los estimadores de la condición
de PDI parece ser mucho mayor que la de los estimadores de la condición de PCI, con
desviaciones persistentes de sus valores bajo e�ciencia.
57
En particular, los resultados para el horizonte de 1 mes (�gura 21) nos señalan
que, aunque en promedio para la muestra de estudio, �1 no di�ere estadísticamente
de uno, al analizar su evolución en el tiempo, este parámetro se encuentra por encima
de uno desde marzo de 2004 hasta noviembre de 2006, con una con�anza de 90 por
ciento, por lo que en este periodo, un aumento en la prima del �forward� se encuentra
asociado a una depreciación del peso frente al dólar de mayor proporción. Por otra
parte parece existir un sesgo constante negativo al estimar la depreciación observada
en este horizonte como indica el hecho de que �1 es estadísticamente menor a cero
desde de marzo de 2004 a la fecha.
Para los horizontes de 3 y 6 meses, la �guras 22 y 23 muestran que �1 parece �uctuar
alrededor de cero con una con�anza del 90 por ciento, aunque durante los periodos
de agosto de 2002 a mayo de 2004 y en la primera mitad de 2006, este estimador es
estadísticamente negativo, lo que indica que un aumento en la prima del tipo de cambio
�forward� parece estar asociado a una disminución en la depreciación esperada. Por
otra parte, se presenta un sesgo constante a sobreestimar la depreciación esperada de
�nales de 2002 a la segunda mitad de 2004 para estos horizontes, como señala el hecho
de que �1 es estadísticamente mayor a cero en estos periodos.
Aún para el horizonte de 12 meses, para el cual, en promedio, el mercado cambiario
parece ser e�ciente (cuadro 2), la evolución de �1 (�gura 24) nos señala desviaciones
persistentes de su valor bajo e�ciencia. En particular, para la primera parte de la
muestra, este estimador se encuentra estadísticamente por debajo de cero, posterior-
mente, de marzo de 2005 a noviembre de 2006 no di�ere estadísticamente de uno, para
�nalmente, situarse alrededor de cero en la parte �nal de la muestra.
Finalmente, en la �gura 25, que contiene los estimadores de la condición de PDI
para 24 meses hacia delante, podemos ver que, consistente con los resultados para 12
meses hacia delante, �1 es estadísticamente menor a cero para la primera parte de la
muestra hasta julio de 2005. En el periodo de octubre de 2005 a marzo de 2007, este
58
Figura 21: Estimadores de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) para h=1mes
0.050
0.040
0.030
0.020
0.010
0.000
0.010
0.020N
ov0
0
Mar
01
Jul0
1
Nov
01
Mar
02
Jul0
2
Nov
02
Mar
03
Jul0
3
Nov
03
Mar
04
Jul0
4
Nov
04
Mar
05
Jul0
5
Nov
05
Mar
06
Jul0
6
Nov
06
Mar
07
Parámetro �1
3.00
2.00
1.00
0.00
1.00
2.00
3.00
4.00
5.00
6.00
7.00
8.00
Nov
00
Mar
01
Jul0
1
Nov
01
Mar
02
Jul0
2
Nov
02
Mar
03
Jul0
3
Nov
03
Mar
04
Jul0
4
Nov
04
Mar
05
Jul0
5
Nov
05
Mar
06
Jul0
6
Nov
06
Mar
07
Parámetro �1
*Intervalos de Con�anza al 90 por ciento. Errores estándar de MGM con autocorrelación de orden h-1.
**Cada fecha determina la última observación de cada ventana móvil de 36 meses.
***Para estas estimaciones se asume que se cumple la PCI.
estimador no parece diferir estadísticamente de uno y posteriormente, este estimador
aumenta para situarse al �nal de la muestra por encima de uno con un nivel de con�anza
del 90 por ciento.
Es importante recalcar que al evaluar la e�ciencia del mercado cambiario en México
mediante la regresión (R.2) que utiliza la prima del �forward� como variable indepen-
diente, estamos asumiendo que se cumple la PCI, y que por ende, el diferencial de
tasas de interés no di�ere signi�cativamente de la prima del �forward� . Sin embargo,
para el caso de México, como hemos mostrado en la sección 4.2, parecen existir dife-
rencias signi�cativas entre estas dos variables (cuadro 1), por lo que los resultados de
la PDI tomando en cuenta el diferencial de tasas de interés como variable explicativa
podrían arrojar resultados adicionales a los mostrados previamente. Ante esto, esti-
mamos la prueba de e�ciencia del mercado cambiario mexicano sustituyendo la prima
del �forward� por el diferencial de tasas mediante la regresión (R.2 bis).
Los resultados de este ejercicio se presentan en el cuadro 3. Como era de espe-
rarse, las implicaciones de este ejercicio para el horizonte de un año son idénticas a
59
Figura 22: Estimadores de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) para h=3meses
0.100
0.050
0.000
0.050
0.100
0.150
0.200
Ene
01
May
01
Sep
01
Ene
02
May
02
Sep
02
Ene
03
May
03
Sep
03
Ene
04
May
04
Sep
04
Ene
05
May
05
Sep
05
Ene
06
May
06
Sep
06
Ene
07
May
07
Parámetro �1
7.00
5.00
3.00
1.00
1.00
3.00
5.00
Ene
01
May
01
Sep
01
Ene
02
May
02
Sep
02
Ene
03
May
03
Sep
03
Ene
04
May
04
Sep
04
Ene
05
May
05
Sep
05
Ene
06
May
06
Sep
06
Ene
07
May
07
Parámetro �1
*Ver notas de la �gura 21.
Figura 23: Estimadores de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) para h=6meses
0.100
0.050
0.000
0.050
0.100
0.150
0.200
0.250
0.300
Abr
01
Ago
01
Dic
01
Abr
02
Ago
02
Dic
02
Abr
03
Ago
03
Dic
03
Abr
04
Ago
04
Dic
04
Abr
05
Ago
05
Dic
05
Abr
06
Ago
06
Dic
06
Abr
07
Parámetro �
7.00
5.00
3.00
1.00
1.00
3.00
Abr
01
Ago
01
Dic
01
Abr
02
Ago
02
Dic
02
Abr
03
Ago
03
Dic
03
Abr
04
Ago
04
Dic
04
Abr
05
Ago
05
Dic
05
Abr
06
Ago
06
Dic
06
Abr
07
Parámetro �1
*Ver notas de la �gura 21.
60
Figura 24: Estimadores de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) para h=12meses
0.300
0.200
0.100
0.000
0.100
0.200
0.300
0.400
0.500
Oct
01
Feb
02
Jun
02
Oct
02
Feb
03
Jun
03
Oct
03
Feb
04
Jun
04
Oct
04
Feb
05
Jun
05
Oct
05
Feb
06
Jun
06
Oct
06
Feb
07
Jun
07
Parámetro �1
5.00
4.00
3.00
2.00
1.00
0.00
1.00
2.00
3.00
4.00
Oct
01
Feb
02
Jun
02
Oct
02
Feb
03
Jun
03
Oct
03
Feb
04
Jun
04
Oct
04
Feb
05
Jun
05
Oct
05
Feb
06
Jun
06
Oct
06
Feb
07
Jun
07
Parámetro �1
*Ver notas de la �gura 21.
Figura 25: Estimadores de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) para h=24meses
0.400
0.300
0.200
0.100
0.000
0.100
0.200
0.300
0.400
0.500
Jul0
3
Oct
03
Ene
04
Abr
04
Jul0
4
Oct
04
Ene
05
Abr
05
Jul0
5
Oct
05
Ene
06
Abr
06
Jul0
6
Oct
06
Ene
07
Abr
07
Parámetro �1
3.00
2.00
1.00
0.00
1.00
2.00
3.00
4.00
Jul0
3
Oct
03
Ene
04
Abr
04
Jul0
4
Oct
04
Ene
05
Abr
05
Jul0
5
Oct
05
Ene
06
Abr
06
Jul0
6
Oct
06
Ene
07
Abr
07
Parámetro �1
*Ver notas de la �gura 21.
61
las obtenidas al al utilizar a la prima del �forward� como regresor, ya que la evidencia
sugiere que la PCI se cumple en este horizonte. Sin embargo, los resultados di�eren
signi�cativamente cuando se analiza el caso de 1 mes hacia delante.
A diferencia del cuadro 2, podemos rechazar estadísticamente que b�1 sea igual a unopara el horizonte de 1 mes hacia delante, y en cambio, no parece diferir estadísticamente
de cero, lo que refuerza la evidencia en contra de la e�ciencia del mercado cambiario
en México con excepción del horizonte de 1 año hacia delante y podemos descubrir la
tendencia de los inversionistas a sobreestimar la depreciación actual en los horizontes
menores a un año y a subestimarla en el horizonte de 2 años hacia delante. Por otra
parte, al utilizar el diferencial de tasas de interés como variable explicativa, parece
existir un sesgo constante, adicional al observado en el horizonte de 2 años, al predecir
la depreciación cambiaria 3 meses hacia delante, ya que el estimador puntual de �1
resulta ser marginalmente signi�cativo.
Como hemos mencionado, las posibles explicaciones de la ine�ciencia en el mercado
cambiario se relacionan a desviaciones de alguno de los dos supuestos que subyacen a
la PDI (neutralidad al riesgo y errores sistemáticos en las expectativas). Sin embargo,
debido a que la hipótesis de e�ciencia en el mercado cambiario es una hipótesis conjunta
de estos dos supuestos, no es posible inferir con la condición de PDI, el origen preciso
de la falta de e�ciencia en el mercado de tipo de cambio peso-dólar.
En la siguiente sección se hará una descomposición de cada uno de estos supuestos
para tratar de analizar a qué se debe la falla en la e�ciencia de mercado de tipo de
cambio peso-dólar estadounidense.
62
Cuadro 3: Prueba de Paridad Descubierta de Tasas de Interés (PDI) con Diferencial
de Tasas
�st+h= �1+�1(it � i�t ) + "1;t+hPrueba �2: Prueba n:
Horizonte Periodo b�1 b�1 R2 ajustada Obs a1= 0; �1= 1 �1= 1
1 mes Dic-97/Jun-07 0.004 -0.223 0.00 115 11.51*** -2.96***
(0.003) (0.412)
3 meses Feb-98/Jun-07 0.013* -0.231 0.01 113 16.91*** -3.71***
(0.007) (0.332)
6 meses Ene-01/Jun-07 0.029 -0.572 0.03 78 12.96*** -2.99***
(0.018) (0.525)
12 meses Abr-02/Jun-07 -0.025 0.927*** 0.09 63 2.46 -0.22
(0.025) (0.337)
24 meses Abr-03/Jun-07 -0.170** 1.615*** 0.36 51 15.09*** 1.74*
(0.076) (0.354)
Errores Estándar de MGM con autocorrelación de orden h-1 entre paréntesis.
*, ** y *** denotan signi�cancia estadística al 10, 5 y 1 por ciento, respectivamente.
63
5. Causas de la Ine�ciencia del Mercado Cambiario
en México: Irracionalidad o Prima de Riesgo
Es preciso en este punto responder si las ine�ciencias encontradas en el mercado
cambiario mexicano presentadas en la sección anterior, son la consecuencia de una
prima de riesgo que varía en el tiempo, de errores sistemáticos en las expectativas de
los inversionistas o de ambas.
La existencia de una prima de riesgo se presenta si los agentes en el mercado cam-
biario son aversos al riesgo y el riesgo cambiario no es perfectamente diversi�cable;
de esta forma, la prima del �forward� o el diferencial de tasas de interés ya no puede
interpretarse como un estimado de la depreciación esperada del tipo de cambio, como
en la ecuaciones (5) y (6).
Por tanto, si el peso se percibe como una moneda más riesgosa que el dólar, las
tasas de interés denominadas en pesos (TIIE) tendrían que ser mayores, en relación
a las denominadas en dólares (LIBOR), aún en el caso en que no se esperase una
depreciación en el tipo de cambio. De esta manera la PDI se puede reexpresar como:
�set+h;t + �t = it � i�t ; (13)
donde �t denota la prima de riesgo por adquirir activos denominados en pesos con
respecto a activos denominados en dólares.28 Si suponemos que la PCI se sostiene,
entonces:
�set+h;t + �t = ft+h;t � st (14)
De esta forma, las desviaciones del tipo de cambio �forward�con respecto al tipo de
cambio observado se pueden descomponer en la depreciación esperada más una prima
28En este caso, la variable �t puede capturar, tanto riesgo cambiario como riesgo político como elmencionado en la sección anterior.
64
de riesgo.
Diversos autores, mantienen el supuesto de expectativas racionales con el objetivo
de estudiar el comportamiento de la prima de riesgo en el mercado cambiario, de esta
manera la condición de PDI ajustada por riesgo se puede expresar mediante la regresión:
�st+h;t = �+ �(ft+h;t � st)� �t + "t+h; donde E ["t+hjt] = 0:
Estos autores han utilizado varios enfoques para evaluar la interpretación de la
prima de riesgo como la causa del sesgo del tipo de cambio �forward�. Uno de estos
enfoques se basa en explorar si una medida de prima de riesgo basada en la varianza
condicionada de los errores de pronóstico es capaz de explicar el sesgo del tipo de
cambio �forward�. En este sentido, Domowitz y Hakkio (1985) utilizan un modelo
ARCH para estimar la varianza esperada de los errores de pronóstico, pero encuentran
poca evidencia a favor de la existencia de una prima de riesgo que varía en el tiempo.
Un segundo enfoque se basa en examinar los determinantes económicos relacionados
con el riesgo sistemático en el tipo de cambio, ya sea mediante modelos de equilibrio
general o modelos CAPM. En este sentido, Froot y Thaler (1990) comentan que varios
estudios que han intentado buscar la evidencia de que la prima de riesgo varía en el
tiempo, no han podido encontrar que ésta pueda explicar las posibles oportunidades
de ganancia de especular en el mercado cambiario.
La otra hipótesis alternativa para explicar las ine�ciencias en los mercados cambia-
rios se basa en asumir que la prima de riesgo es constante o que al menos no se encuentra
correlacionada con la prima del �forward�, de esta manera, se atribuye cualquier opor-
tunidad de ganancia en el mercado cambiario a errores sistemáticos en las expectativas
de los inversionistas. Bajo esta idea, Bilson (1981) encuentra evidencia de ganancias
predecibles al especular en el mercado cambiario para un panel de nueve divisas. Por
su parte, Longworth(1981) en un estudio para el tipo de cambio dólar canadiense-dólar
estadounidense encuentra que el tipo de cambio actual es un mejor pronóstico del tipo
65
de cambio futuro que el tipo de cambio �forward�, lo que parece ser un indicador de
que los inversionistas no están tomando en cuenta información conocida al formar sus
expectativas de tipo de cambio.
El problema central con estos estudios que buscan racionalizar el rechazo de la
hipótesis de e�ciencia en el mercado cambiario radica en que al probar una parte de
la hipótesis conjunta, ya sea racionalidad o neutralidad al riesgo, asumen que la otra
parte es verdadera. La práctica común en estos estudios ha sido emplear el tipo de
cambio ex post para inferir las expectativas de los inversionistas, como ejempli�ca esta
frase de Gallardo (2001, p. 6): �El cumplimiento de la PDI ha tratado de ser veri�cado
por una gran cantidad de autores, . . . utilizando la tasa �forward�y el tipo de cambio
spot a falta de la existencia de una serie de tiempo que represente la esperanza del tipo
de cambio.�
Sin embargo, los trabajos realizados por Frankel y Froot (1987) y Froot y Frankel
(1989) muestran que los pronósticos de tipo de cambio obtenidos de encuestas proveen
una medida adecuada de las expectativas de tipo de cambio que permiten dividir em-
píricamente a la prima del �forward�en sus dos componentes, sin necesidad de realizar
ningún supuesto sobre el tipo de aversión al riesgo de los inversionistas ni sobre la
racionalidad de sus expectativas, para poder así, determinar qué parte de la falla de la
hipótesis de e�ciencia es atribuible a una prima de riesgo y qué parte se puede atribuir
a errores en las expectativas.
En este sentido, Froot y Frankel (1989) descomponen la prima del �forward� para
un panel de cuatro divisas (marco alemán, franco suizo, yen y libra esterlina) en el
periodo 1981-1985 y encuentran que el error de pronóstico del tipo de cambio �forward�
no captura una prima de riesgo que varía en el tiempo y que en cambio, no es posible
rechazar la hipótesis de que todo el sesgo se pueda atribuir a errores sistemáticos en
las expectativas.
Es claro que utilizar datos provenientes de encuestas tiene como cualquier otra
66
aproximación, sus desventajas, ya que existe la posibilidad de que las encuestas midan
las verdaderas expectativas de los agentes con cierto grado de error, el cual se asume,
es aleatorio con media cero. Al respecto, cabe mencionar que los enfoques empleados
regularmente en la literatura, que utilizan expectativas racionales también asumen que
el error, et+h, el cual se atribuye a eventos que no son conocidos por los inversionistas,
es aleatorio con media cero.
Por otro lado, se ha argumentado que uno aprende más observando lo que la gente
hace en el mercado que lo que dicen. Sin embargo, la evidencia empírica ha mostra-
do que las expectativas obtenidas de encuestas tienen una precisión estadísticamente
similar o mayor, al pronosticar distintas variables macroeconómicas, que expectativas
obtenidas de instrumentos de mercado. Al respecto Ang et al. (2007) encuentran que
las expectativas de in�ación obtenidas de encuestas tienen un mayor poder predictivo
que los pronósticos obtenidos de modelos de series de tiempo, estructurales y basados
en la estructura temporal de tasas de interés. Este hecho puede deberse a que, por una
parte, los pronósticos obtenidos de encuestas poseen un conjunto de información más
amplio que los modelos no logran capturar y por otro lado, la información parece agre-
garse de manera e�ciente a través del pronóstico de consenso. Finalmente, mencionan
que las expectativas de encuestas se adaptan con rapidez ante cambios relevantes en la
situación económica.29
De esta forma, con el objetivo de comprender la causa de las fallas de la hipótesis de
e�ciencia en el mercado cambiario mexicano para sus distintos horizontes, utilizamos
expectativas del tipo de cambio peso-dólar estadounidense obtenidas de encuestas a
especialistas.
29Véase Hafer et al. (1992) para el caso de tasas de interés.
67
5.1. Datos
Los datos mensuales para las expectativas del tipo de cambio peso-dólar esta-
dounidense los obtenemos de dos encuestas de expectativas a especialistas: para los
horizontes de 1, 3 y 6 meses hacia delante utilizamos la Encuesta sobre Expectativas
de los Especialistas del Sector Privado que recaba mensualmente el Banco de México
(EEBM, de aquí en adelante). Para los horizontes de 12 y 24 meses hacia delante,
debido a que la EEBM no cuenta con expectativas de mediano plazo, hacemos uso de
la encuesta a especialistas realizada por la empresa Consensus Economics.
La EEBM se recaba desde septiembre de 1994 a la fecha. Los principales resultados
del pronóstico de consenso, formado por el promedio entre especialistas, son publicados
cada mes en un reporte que contiene, además de las expectativas de tipo de cambio,
la evolución de pronósticos de in�ación, de tasas de interés, de crecimiento económico,
de salario y empleo, del comportamiento de las �nanzas públicas y del sector externo.
En un inicio, la EEBM contaba con menos de 15 participantes, hoy en día, participan
en promedio 29 instituciones, de las cuales, alrededor del 57 por ciento provienen de la
banca comercial y otras instituciones �nancieras, el 29 por ciento lo componen distintas
consultorías y el resto pertenecen al ámbito industrial y a la academia.
La EEBM recaba, mes a mes, la expectativa del valor promedio del tipo de cambio
mensual. En el caso particular de los horizontes de 1 y 3 meses hacia delante, las
expectativas de tipo de cambio se comienzan a recabar desde noviembre de 1997 y para
el horizonte de 6 meses, los datos inician en julio del 2000.
Por otra parte, la empresaConsensus Economics, en su publicaciónConsensus Fore-
casts para Latinoamérica, reporta mensualmente pronósticos de consenso (formados,
también, por la media entre especialistas del sector privado) para el tipo de cambio peso-
dólar estadounidense al cierre de mes para 12 y 24 meses hacia delante. Este reporte
contiene además, expectativas individuales de otras 12 variables macroeconómicas con
horizontes de pronóstico hasta de 2 años. Entre las variables publicadas se encuentran:
68
el crecimiento del PIB, consumo privado, in�ación, balanza comercial, tasas de interés
y producción manufacturera.
El número promedio de especialistas encuestados en Consensus Forecasts para Mé-
xico es de 18 pronosticadores por mes. Es pertinente enfatizar en este punto, que los
especialistas que se incluyen en esta encuesta forman parte también de la EEBM, por
lo que se podría pensar en la encuesta de Consensus Forecasts como un subconjunto de
la que recaba el Banco de México; de esta manera, es posible comparar los pronósticos
de consenso de las expectativas de tipo de cambio entre ambas encuestas.
Cuadro 4: Distintas Medidas de Depreciación Esperada
Horizonte Periodo Obs � de �bset+h;t � de fpt+h;t � de (it � i�t ) � de �st+h
1 mes Dic-97/Jun-07 115 9.41 9.84 8.42 2.80
3 meses Feb-98/Jun-07 113 7.39 9.57 8.77 3.01
6 meses Ago-00/Jun-07 83 5.07 6.70 5.90 2.08
12 meses Feb-01/Jun-07 70 4.04 6.81 5.58 2.23
24 meses Feb-02/Jun-07 58 3.93 7.00 5.81 2.70
*Datos en retornos anualizados obtenidos al multiplicar la diferencia en logaritmos por 1200/h,
donde h denota el horizonte de pronóstico.
**El símbolo � denota la media muestral
Las expectativas deConsensus Forecasts se recaban desde diciembre de 1997, aunque
la frecuencia de éstas es bimensual hasta abril de 2001.
Las encuestas de especialistas utilizadas en el presente estudio nos permiten además,
contar con una medida de depreciación esperada de inversionistas en el mercado cam-
biario mexicano de carácter internacional. Lo anterior debido a que ambas encuestas
presentan las expectativas del tipo de cambio peso-dólar estadounidense de institu-
ciones bancarias y �nancieras con base en México, así como instituciones extranjeras,
69
por lo que no parece existir un sesgo en las expectativas de los especialistas causado
por el origen de los encuestados.
Debido a que las expectativas de tipo de cambio que obtenemos de encuestas están
formadas por el consenso entre especialistas, nos vemos en la necesidad de asumir
que existe una sola expectativa que comparten los inversionistas, la cual se mide por la
respuesta promedio. Sin embargo, como indican Froot y Frankel (1989), los especialistas
individuales reportan distintas expectativas, lo que sugiere que si existe una única
expectativa verdadera, ésta es medida con error. Otra posible fuente de error en nuestros
datos puede surgir al construir las series de depreciación esperada, ya que la emisión del
tipo de cambio esperado por parte de los especialistas, puede diferir de la publicación
del tipo de cambio observado.
Figura 26: Depreciación Esperada vs Prima del �Forward�, h=1 mes
60
40
20
0
20
40
60
80
100
120
140
Dic
97
Jun
98
Dic
98
Jun
99
Dic
99
Jun
00
Dic
00
Jun
01
Dic
01
Jun
02
Dic
02
Jun
03
Dic
03
Jun
04
Dic
04
Jun
05
Dic
05
Jun
06
Dic
06
Jun
07
% (A
nual
izad
o)
DepreciaciónObservadaDepreciación Esperada(Encuestas)Prima del "forward"
El cuadro 4 muestra los promedios de las medidas de depreciación esperada obtenidas
de las encuestas y de los instrumentos de mercado (prima del �forward� y diferencial
de tasas de interés). Así también, se muestran los valores de la depreciación observada
para cada horizonte.
Al observar estas estadísticas descriptivas por horizonte, parece existir una relación
positiva entre nuestra medida de depreciación esperada obtenida de encuestas y la
70
Figura 27: Depreciación Esperada vs Prima del �Forward�, h=3 meses
40
30
20
10
0
10
20
30
40
50
60
Feb
98
Ago
98
Feb
99
Ago
99
Feb
00
Ago
00
Feb
01
Ago
01
Feb
02
Ago
02
Feb
03
Ago
03
Feb
04
Ago
04
Feb
05
Ago
05
Feb
06
Ago
06
Feb
07
% (A
nual
izad
o)
DepreciaciónObservadaDepreciación Esperada(Encuestas)Prima del "forward"
Figura 28: Depreciación Esperada vs Prima del �Forward�, h=6 meses
15
10
5
0
5
10
15
20
25
Ene
01
May
01
Sep
01
Ene
02
May
02
Sep
02
Ene
03
May
03
Sep
03
Ene
04
May
04
Sep
04
Ene
05
May
05
Sep
05
Ene
06
May
06
Sep
06
Ene
07
May
07
% (A
nual
izad
o)
DepreciaciónObservadaDepreciación Esperada(Encuestas)Prima del "forward"
71
Figura 29: Depreciación Esperada vs Prima del �Forward�, h=12 meses
15
10
5
0
5
10
15
20
25
30
Nov
98
May
99
Nov
99
May
00
Nov
00
May
01
Nov
01
May
02
Nov
02
May
03
Nov
03
May
04
Nov
04
May
05
Nov
05
May
06
Nov
06
May
07
% (A
nual
izad
o)
DepreciaciónObservadaDepreciación Esperada(Encuestas)Prima del "forward"
*La parte punteada de la depreciación esperada hace referencia al periodo de diciembre de 1997
a abril de 2001 en el cual, los pronósticos de Consensus Economics se recabaron bimensualmente.
Figura 30: Depreciación Esperada vs Prima del �Forward�, h=24 meses
10
5
0
5
10
15
20
25
30
Ago
00
Feb
01
Ago
01
Feb
02
Ago
02
Feb
03
Ago
03
Feb
04
Ago
04
Feb
05
Ago
05
Feb
06
Ago
06
Feb
07
% (A
nual
izad
o)
DepreciaciónObservadaDepreciación Esperada(Encuestas)Prima del "forward"
*Ver nota de la Figura 29.
72
obtenida de instrumentos de mercado, ya que en los horizontes en los que el peso se
vende a un menor descuento en el mercado �forward�, los especialistas esperan una
menor depreciación del peso. Por otra parte, las medidas de depreciación esperada de
mercado (la prima del �forward� y el diferencial de tasas) consistentemente sobreesti-
man el valor actual de la depreciación. Lo mismo sucede para el caso de la depreciación
esperada obtenida de encuestas, sin embargo, éstas la sobreestiman en menor medida
que los instrumentos de mercado.
En las �guras 26 a 30 mostramos una representación de la depreciación esperada del
tipo de cambio obtenida de encuestas, junto con los valores de la prima del �forward�
y de la depreciación actual del tipo de cambio. Al respecto, se puede observar que la
variación en la prima del �forward� parece ser menor a la variación en la depreciación
esperada y en la observada para todos los horizontes de pronóstico.
5.2. Descomposición del Coe�ciente de la Prima del �For-
ward�
Al contar con una medida de depreciación esperada del tipo de cambio peso-dólar
estadounidense, como la obtenida de encuestas, podemos asignar parte de la desviación
de la hipótesis nula de �1 = 1 de las regresiones (R.2) y (R.2 bis) a cada una de las
alternativas de i) errores sistemáticos en las expectativas y ii) presencia de una prima
de riesgo.
Siguiendo a Froot y Frankel (1989), al utilizar la ecuación (R.2), la probabilidad en
el límite de �1 cuando T !1 está dada por:
�1 =cov(fpt+h;t;�st+h)
var(fpt+h;t)
Debido a que podemos reemplazar a la depreciación observada por la depreciación
esperada más el error de pronóstico de los inversionistas, �st+h = �set+h;t + "t+h,
73
tenemos que:
�1 =cov(fpt+h;t;�s
et+h;t + "t+h)
var(fpt+h;t)
=cov(fpt+h;t;�s
et+h;t)
var(fpt+h;t)+cov(fpt+h;t; "t+h)
var(fpt+h;t):
Sustituyendo �set+h;t de la ecuación (14), tenemos:
�1 =cov(fpt+h;t; fpt+h;t � �t)
var(fpt+h;t)+cov(fpt+h;t; "t+h)
var(fpt+h;t)
= 1� cov(fpt+h;t; �t)var(fpt+h;t)
+cov(fpt+h;t; "t+h)
var(fpt+h;t):
Utilizando la ecuación (14) para reescribir la prima del �forward�:
�1 = 1�cov(�set+h;t + �t; �t)
var(fpt+h;t)+cov(fpt+h;t; "t+h)
var(fpt+h;t)
= 1�var(�t) + cov(�s
et+h;t; �t)
var(fpt+h;t)+cov(fpt+h;t; "t+h)
var(fpt+h;t):
Si de�nimos a
�pr =var(�t) + cov(�s
et+h;t; �t)
var(fpt+h;t)y �er = �
cov(fpt+h;t; "t+h)
var(fpt+h;t);
podemos descomponer el coe�ciente de la prima del �forward� como su valor bajo la
hipótesis nula de e�ciencia de mercado (�1 = 1) menos las desviaciones de los supuestos
de i) neutralidad al riesgo (�pr) y de ii) expectativas racionales (�er):
�1 = 1� �pr � �er
74
Por tanto, si �pr = 0; es posible concluir que no existe una prima de riesgo que
varía en el tiempo o, que si existe, no se encuentra correlacionada con la prima del
�forward�. De la misma forma, si no existen errores de predicción sistemáticos por
parte de los inversionistas, es decir que no se encuentren correlacionados con la prima
del �forward�, entonces �er = 0:
5.3. Prima de Riesgo como Explicación de la Ine�ciencia en
el Mercado Cambiario Mexicano
Con el objetivo de contrastar formalmente la existencia de una prima de riesgo
que se encuentra correlacionada con la prima del �forward� en el caso del mercado de
tipo de cambio peso-dólar estadounidense es posible utilizar un enfoque econométrico
similar al empleado para probar la condición de PDI. De esta manera, si las encuestas
miden la depreciación esperada de los inversionistas del tipo de cambio con cierto
grado de error, que asumimos es aleatorio con media cero, entonces nuestra medida de
depreciación esperada, obtenida de encuestas, la podemos expresar como:
�bset+h = �set+h + �t+h;donde �set+h es la depreciación esperada del tipo de cambio (no observable), �bset+h esla medida de depreciación esperada obtenida de encuestas y �t+h es el error de medición
aleatorio con E��t+hjt
�= 0:
Ahora, sustituimos �bset+h en (5) para obtener:
�bset+h = �2+�2fpt+h;t+�t+h: (R.3)
H0 : �2 = 0; �2 = 1
Alternativamente, si no se asume la condición de PCI, podemos estimar la regresión:
75
�bset+h = �2+�2(it � i�t )+�t+h: (R.3 bis)
H0 : �2 = 0; �2 = 1
Dada la manera en que de�nimos a �pr, el coe�ciente �2 = 1� �pr. Por tanto, los
casos en que �2 = 1 implican que no existe correlación entre la prima de riesgo con la
prima del �forward� y no es posible atribuir las ine�ciencias en el mercado cambiario
a una prima de riesgo que varía en el tiempo.
En adición, es posible probar la hipótesis de una prima de riesgo con media cero en
los casos en que �2 = 0. Los casos en que �2 sea distinta de cero nos indican evidencia
de una prima de riesgo constante.
Cuadro 5: Prueba de Existencia de Prima de Riesgo Asumiendo PCI
�bset+h;t= �2+�2(fpt+h;t)+�t+hPrueba �2: Prueba n: Prueba n:
Horizonte Periodo b�2 b�2 R2 ajustada Obs a2= 0; �2= 1 �2= 1 �2 = 0.5
1 mes Dic-97/Jun-07 0.002 0.698*** 0.24 115 2.36 -1.54 1.00
(0.001) (0.197)
3 meses Feb-98/Jun-07 0.006* 0.514*** 0.25 113 12.60*** -3.14*** 0.09
(0.003) (0.154)
6 meses Ene-01/Jun-07 0.004 0.649*** 0.18 78 4.69* -1.57 0.67
(0.007) (0.223)
12 meses Abr-02/Jun-07 0.030* 0.089 0.00 63 15.99*** -3.21*** -1.45
(0.017) (0.283)
24 meses Abr-03/Jun-07 0.026 0.331 0.05 51 36.99*** -3.16*** -0.80
(0.023) (0.211)
Errores Estándar de MGM con autocorrelación de orden h-1 entre paréntesis.
*, ** y *** denotan signi�cancia estadística al 10, 5 y 1 por ciento, respectivamente.
76
Otra forma de interpretar el coe�ciente �2 es pensando en la regresión (R.3 bis) como
una versión de la condición de PDI sin el supuesto estricto de expectativas racionales.
De esta manera si �2 = 1; tanto los activos denominados en pesos como los activos
denominados en dólares son perfectos sustitutos en los portafolios de los inversionistas.
Los resultados de estimar las regresiones (R.3) y (R.3 bis) por horizonte de pronós-
tico se muestran en los cuadros 5 y 6, respectivamente. Estas regresiones se estimaron
con el MGM que modela la correlación serial de orden h� 1 causada por la frecuencia
de nuestros datos, como se muestra en la sección 4.3.2.
Cuadro 6: Prueba de Existencia de Prima de Riesgo con Diferencial de Tasas
�bset+h = �2+�2(it � i�t )+�t+hPrueba �2: Prueba n: Prueba n:
Horizonte Periodo b�2 b�2 R2 ajustada Obs a2= 0; �2= 1 �2= 1 �2 = 0.5
1 mes Dic-97/Jun-07 0.003** 0.700*** 0.13 115 5.26* -1.40 0.93
(0.001) (0.215)
3 meses Feb-98/Jun-07 0.006* 0.552*** 0.23 113 7.87** -2.60*** 0.30
(0.004) (0.172)
6 meses Ene-01/Jun-07 0.004 0.690*** 0.18 78 2.99 -1.28 0.78
(0.007) (0.242)
12 meses Abr-02/Jun-07 0.026 0.147 0.00 63 13.82*** -2.70*** -1.12
(0.018) (0.316)
24 meses Abr-03/Jun-07 0.018 0.353** 0.10 51 63.11*** -3.96*** -0.90
(0.019) (0.163)
Errores Estándar de MGM con autocorrelación de orden h-1 entre paréntesis.
*, ** y *** denotan signi�cancia estadística al 10, 5 y 1 por ciento, respectivamente.
Al utilizar la prima del �forward� como variable independiente, los resultados de la
última columna del cuadro 5 (Prueba n) señalan que para ninguno de los horizontes
analizados es posible rechazar que �pr = 0.5, lo que parece implicar, en general, la
77
existencia de una prima de riesgo por adquirir pesos en el mercado �forward�que lleva
a sobrestimar la depreciación esperada del tipo de cambio peso-dólar estadounidense
para todos los horizontes examinados.
En los casos particulares de los horizontes de 1 y 6 meses hacia delante, al no poder
rechazar la hipótesis de que �2 = 1 (Prueba n), la evidencia parece señalar que la prima
del �forward� tiene una relación uno a uno con la depreciación esperada del mercado,
por lo que la prima de riesgo no parece ser el componente principal de la ine�ciencia
del mercado cambiario mexicano en estos horizontes. En cambio, para los horizontes
de 3, 12 y 24 meses hacia delante, la prima de riesgo parece sesgar el coe�ciente de la
condición de PDI (�1) hacia abajo, aunque este hecho se agudiza en los horizontes de
12 y 24 meses, para los cuales no es posible rechazar que �pr = 1 (�2 = 0).
Por otro lado, parece que la prima de riesgo tiene un componente constante en los
horizontes de 3 y 12 meses hacia delante, como indica el hecho de que b�2 es estadísti-camente mayor a cero en estos casos; en particular, para el horizonte de 3 meses, este
factor constante equivale a 2.4 por ciento anualizado y para el horizonte de 12 meses
es de 3 por ciento anualizado, lo que señala que, en promedio, el peso se percibe como
una moneda más riesgosa que el dólar.
En las �guras 31 a 35 se muestra la prima de riesgo implícita en las expectativas
obtenidas de las encuestas, junto con el error de pronóstico del tipo de cambio �for-
ward�, et+h. Como podemos observar, en general, la prima de riesgo parece variar en
el tiempo y, aunque existe una correlación positiva entre esta variable y el error del
tipo de cambio �forward�, las expectativas de tipo de cambio obtenidas de encuestas
parecen contener información adicional sobre las expectativas de los inversionistas que
no se encuentra contenida en el tipo de cambio �forward�.30
Ahora bien, si utilizamos el diferencial de tasas de interés como variable indepen-
30El coe�ciente de correlación entre el error de pronóstico del tipo de cambio �forward� y la primade riesgo para los distintos horizontes examinados se encuentra entre 0.11 y 0.20
78
Figura 31: Error del �Forward� y Prima de Riesgo Implícita para h = 1 mes
80
60
40
20
0
20
40
60
80
Dic
97
Jun
98
Dic
98
Jun
99
Dic
99
Jun
00
Dic
00
Jun
01
Dic
01
Jun
02
Dic
02
Jun
03
Dic
03
Jun
04
Dic
04
Jun
05
Dic
05
Jun
06
Dic
06
Jun
07
% (A
nual
izad
o)
Prima de RiesgoError Forward
Figura 32: Error del �Forward� y Prima de Riesgo Implícita para h = 3 meses
60
40
20
0
20
40
60
Feb
98
Ago
98
Feb
99
Ago
99
Feb
00
Ago
00
Feb
01
Ago
01
Feb
02
Ago
02
Feb
03
Ago
03
Feb
04
Ago
04
Feb
05
Ago
05
Feb
06
Ago
06
Feb
07
% (A
nual
izad
o)
Prima de RiesgoError Forward
79
Figura 33: Error del �Forward� y Prima de Riesgo Implícita para h = 6 meses
20
15
10
5
0
5
10
15
20
25
30
Ene
01
May
01
Sep
01
Ene
02
May
02
Sep
02
Ene
03
May
03
Sep
03
Ene
04
May
04
Sep
04
Ene
05
May
05
Sep
05
Ene
06
May
06
Sep
06
Ene
07
May
07
% (A
nual
izad
o)
Prima de RiesgoError Forward
Figura 34: Error del �Forward� y Prima de Riesgo Implícita para h = 12 meses
20
10
0
10
20
30
40
Nov
98
May
99
Nov
99
May
00
Nov
00
May
01
Nov
01
May
02
Nov
02
May
03
Nov
03
May
04
Nov
04
May
05
Nov
05
May
06
Nov
06
May
07
% (A
nual
izad
o)
Prima de RiesgoError Forward
*Ver nota de la Figura 29.
80
Figura 35: Error del �Forward� y Prima de Riesgo Implícita para h = 24 meses
10
5
0
5
10
15
20
25
30
35
Ago
00
Feb
01
Ago
01
Feb
02
Ago
02
Feb
03
Ago
03
Feb
04
Ago
04
Feb
05
Ago
05
Feb
06
Ago
06
Feb
07
% (A
nual
izad
o)
Prima de RiesgoError Forward
*Ver nota de la Figura 29.
diente (cuadro 6), no es posible rechazar la hipótesis conjunta de a2 = 0 y �2 = 1
solamente en el horizonte de 6 meses, para el cual, se puede pensar a los activos de-
nominados en pesos y en dólares como perfectos sustitutos. Por otra parte, al igual que
al utilizar la prima del �forward� (cuadro 5), �2 = 1 (Prueba n) para 1 y 6 meses hacia
delante.
Para los horizontes de 3, 12 y 24 meses, en línea con lo reportado en el cuadro 5,
los resultados al utilizar el diferencial de tasas de interés como variable independiente
(cuadro 6) parecen señalar la existencia de una prima de riesgo que varía en el tiempo
y que lleva a sobreestimar la depreciación esperada, aunque este sesgo parece ser menor
en los horizontes de 3 y 24 meses, para los cuales, �2 es estadísticamente mayor a cero,
pero no parece diferir de 0.5.
Con respecto al componente constante de la prima de riesgo, b�2, éste parece serestadísticamente signi�cativo en los horizontes de menor plazo de 1 y 3 meses hacia
delante cuyos valores anualizados son de 3.6 y 2.4 por ciento, respectivamente.
81
5.4. Irracionalidad de las Expectativas como Explicación de
la Ine�ciencia en el Mercado Cambiario Mexicano
Con el propósito de probar la posible existencia de errores sistemáticos en las expec-
tativas de los inversionistas, hacemos uso de la condición de ortogonalidad expresada
en (4), en la cual, el error de pronóstico racional no se puede predecir por medio
del conjunto de información disponible, t. De esta forma, podemos determinar si
los inversionistas utilizan información disponible de manera e�ciente al pronosticar la
depreciación esperada del tipo de cambio mediante la regresión:
bset+h;t � st+h = �3 + �3(fpt+h;t) + �t+h: (R.4)
H0: �3 = 0; �3 = 0;
donde bset+h;t�st+h es el error de pronóstico obtenido de las encuestas. Bajo la hipóte-sis nula, el término de error, �t+h, es el error de medición aleatorio de las encuestas
menos el error de pronóstico racional, "t+h, el cual captura cualquier cambio inesperado
en el tipo de cambio, de tal manera que �t+h = �t+h � "t+h, con E [�t+hjt] = 0:
Debido a que el diferencial de tasas de interés también forma parte del conjunto de
información de los inversionistas, podemos probar la racionalidad de las expectativas
por medio de la regresión:
bset+h;t � st+h = �3 + �3(it � i�t ) + �t+h: (R.4 bis)
H0: �3 = 0; �3 = 0;
La hipótesis de expectativas racionales se cumple cuando �3 = 0 y �3 = 0. Los
casos en que �3 sea distinto de cero nos indican que los inversionistas no estan incor-
82
porando e�cientemente información de la prima del �forward� (diferencial de tasas)
en sus expectativas de depreciación del tipo de cambio peso-dólar estadounidense. Es-
pecí�camente, si �3 > 0, un incremento en la prima del �forward�, o en el diferencial
de tasas, observada se encuentra asociado una sobreestimación del tipo de cambio y
viceversa.
En el contexto de nuestra descomposición del coe�ciente de la prima del �forward�,
el parámetro �3 cobra relevencia ya que es precisamente igual a la desviación de e�-
ciencia debido a errores sistemáticos en las expectativas, �er:
Cuadro 7: Prueba de Expectativas Racionales asumiendo PCI
bset+h;t � st+h= �3+�3(fpt+h;t) + �t+hPrueba �2: Prueba n: Prueba n:
Horizonte Periodo b�3 b�3 R2 ajustada Obs a3= 0; �3= 0 �3= 1 �3 = 0.5
1 mes Dic-97/Jun-07 0.007** -0.158 0.00 115 12.06*** -3.05*** -1.73*
(0.003) (0.380)
3 meses Feb-98/Jun-07 -0.003 0.567 0.04 113 4.28 -1.19 0.18
(0.008) (0.365)
6 meses Ene-01/Jun-07 -0.023 1.157* 0.20 78 4.58* 0.27 1.11
(0.020) (0.592)
12 meses Abr-02/Jun-07 0.060** -0.944** 0.09 63 7.05** -5.34*** -3.97***
(0.027) (0.364)
24 meses Abr-03/Jun-07 0.199** -1.476*** 0.25 51 38.04*** -6.25*** -4.98***
(0.076) (0.396)
Errores Estándar de MGM con autocorrelación de orden h-1 entre paréntesis.
*, ** y *** denotan signi�cancia estadística al 10, 5 y 1 por ciento, respectivamente.
En el cuadro 7 se reportan los resultados de estimar la regresión (R.4) mediante
el MGM. La validez de asumir expectativas racionales (prueba �2) parece cumplirse
sólo en el horizonte de 3 meses hacia delante, aunque el error de pronóstico tampoco
83
parece estar correlacionado con la prima del �forward� (�3 = 0) en el horizonte de 1
mes hacia delante al emplear a la prima del �forward� como regresor.
En el horizonte de 6 meses hacia delante, �3 es estadísticamente mayor a cero, lo
que parece señalar que la existencia de errores sistemáticos en las expectativas induce
a los inversionistas a sobreestimar la depreciación del tipo de cambio en este horizonte.
A diferencia de los horizontes anteriores, en el caso de 12 y 24 meses hacia delante,b�3 es signi�cativamente menor a cero y por tanto, para estos horizontes, los erroressistemáticos en las expectatitivas tienden a sesgar el coe�ciente �1 de la condición de
PDI hacia arriba, llevando a los inversionistas a subestimar la depreciación esperada.
Cuadro 8: Prueba de Expectativas Racionales con Diferencial de Tasas
bset+h;t � st+h= �3+�3(it � i�t ) + �t+hPrueba �2: Prueba n: Prueba n:
Horizonte Periodo b�3 b�3 R2 ajustada Obs a3= 0; �3= 0 �3= 1 �3 = 0.5
1 mes Dic-97/Jun-07 -0.001 0.923*** 0.05 115 16.05*** -0.24 1.32
(0.003) (0.319)
3 meses Feb-98/Jun-07 -0.007 0.783** 0.08 113 6.01** -0.60 0.77
(0.008) (0.365)
6 meses Ene-01/Jun-07 -0.025 1.263** 0.10 78 4.76* 0.42 1.22
(0.020) (0.626)
12 meses Abr-02/Jun-07 0.055** -0.852** 0.06 63 5.99** -4.94*** -3.60***
(0.026) (0.375)
24 meses Abr-03/Jun-07 0.173** -1.153*** 0.21 51 23.43*** -6.08*** -4.67***
(0.076) (0.354)
Errores Estándar de MGM con autocorrelación de orden h-1 entre paréntesis.
*, ** y *** denotan signi�cancia estadística al 10, 5 y 1 por ciento, respectivamente.
Al tomar el diferencial de tasas de interés como variable explicativa de los errores
de pronóstico (cuadro 8), es posible descubrir varias diferencias con respecto a las es-
timaciones obtenidas con la prima del �forward�. En primer lugar, es posible rechazar
84
la hipótesis conjunta de expectativas racionales (prueba �2) para todos los horizontes,
incluyendo el horizonte de 3 meses. Por otra parte, para los horizontes de pronóstico
de corto plazo (menores a un año), �3 parece situarse entre los valores de 0.5 y 1, por
lo que los errores en las expectativas de los inversionistas tienden a sesgar el coe�ciente
de la condición de PDI hacia abajo. En cambio, para los horizontes de 12 y 24 meses,
consistente con los resultados del cuadro 7, �3 no es estadísticamente diferente de -1
(resultados no reportados), por lo que la ine�ciencia de los inversionistas para incor-
porar información de la prima del �forward� en estos horizontes, tiende a sesgar el
coe�ciente de la condición de PDI hacia arriba.
5.5. Implicaciones de la Ine�ciencia en el Mercado de Tipo de
Cambio
Una vez que atribuimos la ine�ciencia del mercado cambiario en México a los sesgos
provocados por una prima de riesgo y por errores de predicción de los inversionistas,
vale la pena hacer énfasis en algunos resultados encontrados. En primer lugar, es posi-
ble atribuir la ine�ciencia en el mercado de tipo de cambio peso-dólar estadounidense,
tanto a la existencia de una prima de riesgo variable en el tiempo por adquirir activos
denominados en pesos como a la falla de los inversionistas en incorporar información
disponible al formar sus expectativas. En segundo lugar, la importancia relativa y el
efecto particular de estos dos tipos de sesgo sobre la depreciación esperada del tipo de
cambio peso-dólar estadounidense parece variar entre horizontes. Finalmente, encon-
tramos una estructura temporal en la falla de expectativas racionales por parte de los
inversionistas; en particular, para los horizontes de corto plazo examinados (menores a
un año), los inversionistas del mercado cambiario mexicano tienden a sobreestimar la
depreciación cambiaria, reforzando el efecto de la prima de riesgo, mientras que en los
horizontes de mayor plazo de 1 y 2 años hacia delante, los errores sistemáticos en las
expectativas llevan a los inversionistas a subestimar la depreciación cambiaria actual,
85
actuando en sentido contrario a la prima de riesgo.31
En particular, al tomar en cuenta los resultados de las estimaciones con la prima
del �forward� como variable independiente podemos determinar que, para el horizonte
de 6 meses hacia delante, el sesgo a sobreestimar la depreciación del tipo de cambio
parece estar causado, tanto por una falla en las expectativas de los inversionistas como
por una prima de riesgo variable en el tiempo. Sin embargo, el sesgo se debe en mayor
medida a errores sistemáticos en las expectativas. En cambio, para los horizontes de
1 y 3 meses, la presencia de una prima de riesgo variable en el tiempo parece ser la
fuente del sesgo a sobrepredecir la depreciación cambiaria en este horizonte.
Para el horizonte de 12 meses, encontramos que, aunque en promedio la condición
de PDI parece cumplirse para el periodo de estudio analizado, los resultados de la
descomposición del coe�ciente de la prima del �forward� parecen señalar la existencia
de desviaciones de la hipótesis de e�ciencia causadas por una prima de riesgo y por
errores sistemáticos en las expectativas que actúan con la misma magnitud pero en
sentidos contrarios y por tanto, tienden a anularse. Por una parte, la presencia de una
prima de riesgo induce a los inversionistas a sobreestimar la depreciación cambiaria
anual y por el otro lado, la ine�ciencia en las expectativas de los inversionistas lleva
a subestimar la depreciación del tipo de cambio. En el caso del horizonte de 24 meses
hacia delante, el sesgo a subestimar la depreciación cambiaria provocado por los errores
sistemáticos en las expectativas parece dominar, en promedio, a la sobrepredicción
ocasionada por la presencia de una prima de riesgo por adquirir pesos. En el cuadro 9
31Esta estructura temporal en los errores sistemáticos de las expectativas no parece depender dela encuesta de especialistas que se utilice para extraer los pronósticos de tipo de cambio. Aunquese utilizó la encuesta de Consensus Economics para 1 y 2 años hacia delante debido a la falta deexpectativas de largo plazo de la EEBM, en el horizonte de 3 meses hacia delante, ambas encuestaspublican pronósticos de tipo de cambio. De esta forma, al replicar la descomposición de la prima del�forward� para este horizonte con los datos de la encuesta de Consensus Economics (resultados noreportados), las implicaciones del ejercicio no parecen varíar entre encuestas, ya que para ambas, �pr
y �er no di�eren estadísticamente de uno y cero, respectivamente, lo que aporta evidencia de quelos especialistas de la enuesta de Consensus Economics son un subconjunto de la EEBM y que ladiferencia entre encuestas no parece afectar los resultados obtenidos.
86
se muestra un resumen de los valores estimados de las desviaciones de la condición de
PDI aproximando la depreciacion esperada de mercado con la prima del �forward�, así
como el coe�ciente implícito al tomar en cuenta estas desviaciones.
Cuadro 9: Componentes del Sesgo de la Prima del �Forward� Asumiendo PCI
Falla de Existencia de
Expectativas Racionales Prima de Riesgo Coe�ciente Implícito
Horizonte Periodo Obs b�er b�pr 1�b�er � b�rp1 mes Dic-97/Jun-07 115 -0.16 0.30y 0.86
3 meses Feb-98/Jun-07 113 0.57 0.49y -0.05
6 meses Ene-01/Jun-07 78 1.16y 0.35y -0.51
12 meses Abr-02/Jun-07 63 -0.94y 0.91y 1.03
24 meses Abr-03/Jun-07 51 -1.48y 0.67y 1.81
y denota que el estimador es estadisticamente distinto de cero.
Al emplear la medida de depreciación de mercado obtenida con el diferencial de
tasas de interés entre la tasa TIIE y LIBOR, los resultados parecen diferir de aquellos
que utilizan la prima del �forward� en los horizontes de menor plazo de 1 y 3 meses
hacia delante (cuadro 10). En el caso del horizonte de 1 mes, parece que la ine�ciencia
en el mercado cambiario parece estar causada por la falla en la racionalidad de las ex-
pectativas y en menor medida por la presencia de una prima de riesgo que, en conjunto,
llevan a sobreestimar la depreciación observada.
Para el horizonte de 3 meses, el sesgo a sobreestimar el tipo de cambio se puede
atribuir, aproximadamente en partes iguales, a la prima del riesgo y a los errores de
predicción por parte de los inversionistas.
87
Cuadro 10: Componentes del Sesgo de la Prima del �Forward� con Diferencial de
Tasas
Falla de Existencia de
Expectativas Racionales Prima de Riesgo Coe�ciente Implícito
Horizonte Periodo Obs �er �pr 1� �er � �rp
1 mes Dic-97/Jun-07 115 0.92y 0.30y -0.22
3 meses Feb-98/Jun-07 113 0.78y 0.45y -0.23
6 meses Ago-00/Jun-07 83 1.26y 0.31y -0.57
12 meses Feb-01/Jun-07 70 -0.85y 0.85y 1.00
24 meses Feb-02/Jun-07 58 -1.15y 0.65y 1.51
y denota que el estimador es estadisticamente distinto de cero (p<0.10).
Un análisis de la evolución de las desviaciones de e�ciencia del mercado cambiario
mexicano, causados por una prima de riesgo y por errores sistemáticos en las expec-
tativas se presenta en las �guras 36 a la 40, las cuales contienen las estimaciones de
los parámetros �er y �pr; con la prima del �forward� como medida de la depreciación
esperada del mercado, en ventanas móviles de 3 años a lo largo de los periodos exami-
nados.
Para el horizonte de 1 mes hacia delante (�gura 36), las desviaciones de la condición
de PDI parecen estar causadas por errores en las expectativas de los inversionistas y no
por una prima de riesgo que cambia en el tiempo para el periodo que va de febrero de
2004 a noviembre de 2006, como señala el hecho de que, por una parte, b�pr no parecediferir de cero en dicho periodo de estudio y por otro lado, b�er es estadísticamentemenor a cero y por tanto en este periodo, los errores en las expectativas llevaron a
subestimar sistemáticamente la depreciación del tipo de cambio.32
32Para el horizonte de un mes hacia delante, los resultados di�eren diametralmente de aquellos queutilizan el diferencial de tasas como variable explicativa, ya que en este caso, �er es positivo a lo largode la muestra de estudio causando una sobreestimación de la depreciación cambiaria (resultados no
88
Los resultados para el horizonte de 3 meses que se muestran en la �gura 37 señalan
que en el periodo que va de septiembre de 2001 a abril de 2004, los errores sistemáticos
en la formación de las expectativas de los inversionistas parecen ser la causa principal
de la desviación de e�ciencia en el mercado cambiario mexicano, ya que en este periodo,
�er; al ser estadísticamente mayor a cero, lleva a los inversionistas a sobreestimar la
depreciación. En cambio, durante el año 2005, al igual que con los resultados para toda
la muestra, esta sobreestimación parece estar causada por una prima de riesgo.
Para el horizonte de 6 meses (�gura 38), la evolución de los parámetros estimados
de �er y �pr refuerzan la evidencia de que las desviaciones de racionalidad en las
expectativas, así como la prima de resgo variable en el tiempo son la causa del sesgo a
sobreestimar la depreciación cambiaria en este horizonte. Asimismo, se encuentra que
este sesgo se debe en mayor medida a una falla en las expectativas de los inversionistas.
Por otra parte, en el periodo especí�co de noviembre de 2004 a febrero de 2006, parece
existir una prima de riesgo por adquirir pesos que ocasiona la ine�ciencia en el mercado
cambiario en México.
En las �guras 39 y 40 podemos observar grá�camente, la relación inversa entre
los estimadores de �er y �pr que habíamos encontrado para los horizontes de 12 y 24
meses hacia delante para toda la muestra, la cual perdura hasta principios de 2006. En
particular, el estimador de �er indica que los errores en las expectativas en este periodo
contribuyeron a que la prima del �forward� subestimara la depreciación esperada del
tipo de cambio, mientras que la prima de riesgo llevó a sobreestimarla, al igual que en
los demás horizontes analizados.
Para el caso del horizonte de 12 meses hacia delante, el efecto de ambos estimadores
parece anularse. A partir de enero de 2006, tanto los errores en las expectativas como la
prima de riesgo, parecen contribuir a la sobreestimación de la depreciación cambiaria.
Para el horizonte de 24 meses, desde marzo de 2004 hasta enero de 2006, parece
reportados).
89
Figura 36: Estimadores de �er y �pr para h = 1 mes
7.00
6.00
5.00
4.00
3.00
2.00
1.00
0.00
1.00
2.00
3.00
Oct
00
Feb
01
Jun
01
Oct
01
Feb
02
Jun
02
Oct
02
Feb
03
Jun
03
Oct
03
Feb
04
Jun
04
Oct
04
Feb
05
Jun
05
Oct
05
Feb
06
Jun
06
Oct
06
Feb
07
Jun
07
Parámetro �er
1.00
0.50
0.00
0.50
1.00
1.50
2.00
Oct
00
Feb
01
Jun
01
Oct
01
Feb
02
Jun
02
Oct
02
Feb
03
Jun
03
Oct
03
Feb
04
Jun
04
Oct
04
Feb
05
Jun
05
Oct
05
Feb
06
Jun
06
Oct
06
Feb
07
Jun
07
Parámetro �rp
*Intervalos de Con�anza al 90 por ciento. Errores estándar de MGM con autocorrelación de orden h-1.
**Cada fecha determina la última observación de cada ventana móvil de 36 meses.
***Para estas estimaciones se asume que se cumple la PCI.
Figura 37: Estimadores de �er y �pr para h = 3 meses
6.00
4.00
2.00
0.00
2.00
4.00
6.00
8.00
Oct
00
Feb
01
Jun
01
Oct
01
Feb
02
Jun
02
Oct
02
Feb
03
Jun
03
Oct
03
Feb
04
Jun
04
Oct
04
Feb
05
Jun
05
Oct
05
Feb
06
Jun
06
Oct
06
Feb
07
Jun
07
Parámetro �er
2.00
1.50
1.00
0.50
0.00
0.50
1.00
1.50
2.00
2.50
3.00
3.50
Oct
00
Feb
01
Jun
01
Oct
01
Feb
02
Jun
02
Oct
02
Feb
03
Jun
03
Oct
03
Feb
04
Jun
04
Oct
04
Feb
05
Jun
05
Oct
05
Feb
06
Jun
06
Oct
06
Feb
07
Jun
07
Parámetro �rp
*Ver notas de la �gura 21.
90
Figura 38: Estimadores de �er y �pr para h = 6 meses
4.00
2.00
0.00
2.00
4.00
6.00
8.00
Jun
03
Sep
03
Dic
03
Mar
04
Jun
04
Sep
04
Dic
04
Mar
05
Jun
05
Sep
05
Dic
05
Mar
06
Jun
06
Sep
06
Dic
06
Mar
07
Jun
07
Parámetro �re
2.00
1.00
0.00
1.00
2.00
3.00
4.00
Jun
03
Sep
03
Dic
03
Mar
04
Jun
04
Sep
04
Dic
04
Mar
05
Jun
05
Sep
05
Dic
05
Mar
06
Jun
06
Sep
06
Dic
06
Mar
07
Jun
07
Parámetro �rp
*Ver notas de la �gura 21.
Figura 39: Estimadores de �er y �pr para h = 12 meses
5.00
4.00
3.00
2.00
1.00
0.00
1.00
2.00
3.00
Mar
04
May
04
Jul0
4
Sep
04
Nov
04
Ene
05
Mar
05
May
05
Jul0
5
Sep
05
Nov
05
Ene
06
Mar
06
May
06
Jul0
6
Sep
06
Nov
06
Ene
07
Mar
07
May
07
Parámetro �re
0.50
0.00
0.50
1.00
1.50
2.00
2.50
3.00
3.50
Mar
04
May
04
Jul0
4
Sep
04
Nov
04
Ene
05
Mar
05
May
05
Jul0
5
Sep
05
Nov
05
Ene
06
Mar
06
May
06
Jul0
6
Sep
06
Nov
06
Ene
07
Mar
07
May
07
Parámetro �rp
*Ver notas de la �gura 21.
91
Figura 40: Estimadores de �er y �pr para h = 24 meses
4.00
3.00
2.00
1.00
0.00
1.00
2.00
3.00
Mar
04
May
04
Jul0
4
Sep
04
Nov
04
Ene
05
Mar
05
May
05
Jul0
5
Sep
05
Nov
05
Ene
06
Mar
06
May
06
Jul0
6
Sep
06
Nov
06
Ene
07
Mar
07
May
07
Parámetro �er
0.00
0.50
1.00
1.50
2.00
2.50
Mar
04
May
04
Jul0
4
Sep
04
Nov
04
Ene
05
Mar
05
May
05
Jul0
5
Sep
05
Nov
05
Ene
06
Mar
06
May
06
Jul0
6
Sep
06
Nov
06
Ene
07
Mar
07
May
07
Parámetro �rp
*Ver notas de la �gura 21.
dominar el efecto de los errores en las expectativas que llevan a subestimar la depre-
ciación esperada. A partir de 2006, el estimador de �er parece situarse alrededor de cero
y las desviaciones de e�ciencia se pueden atribuir a la prima de riesgo que sobreestima
la depreciación esperada.
Otra de las ventajas de contar con una medida de depreciación esperada, como la
obtenida de encuestas a especialistas, es poder determinar directamente la variación de
los componentes de la prima del �forward� (depreciación esperada y prima de riesgo),
así como el peso relativo de cada uno de ellos en las �uctuaciones de esta prima. En este
sentido, Fama (1984) y Hodrick y Srivastava (1986), al asumir expectativas racionales,
demuestran que el rechazo de la hipótesis de e�ciencia en el mercado de tipo de cambio
implica que la prima de riesgo tiene mayor variabilidad que la depreciación esperada.
La hipótesis Fama-Hodrick-Srivastava (FHS), en la que la varianza no condicional de
la prima de riesgo excede a la varianza no condicional de la depreciación esperada se
puede probar formalmente. Para este �n, tomemos como marco de referencia el caso
en el que la magnitud de la varianza de la depreciación esperada es la misma que la de
la prima de riesgo:
92
var(�set+h;t) = var(�t)
Utilizamos la ecuación (14) para reescribir la prima de riesgo y obtener:
var(�set+h;t) = var(fpt+h;t ��set+h;t)
= var(fpt+h;t) + var(�set+h;t)� 2cov(fpt+h;t;�set+h;t)
o reagrupando términos:
cov(fpt+h;t;�set+h;t)
var(fpt+h;t)=1
2:
El lado izquierdo de esta ecuación es igual al coe�ciente �2 de la regresión (R.3).
De esta manera, cuando la magnitud de las varianzas son iguales, �2 no di�ere de12.
De la misma forma, los casos en que �1 <12nos señalan que la hipótesis FHS se
cumple y por tanto, var(�set+h;t) < var(�t).
El cuadro 11 muestra, para cada horizonte de pronóstico, las varianzas muestrales
de las distintas medidas de depreciación esperada, así como la varianza de la prima
de riesgo para el mercado cambiario en México. Como se puede observar, la varianza
de la depreciación esperada parece ser del mismo orden de magnitud que la varianza
de la prima de riesgo. Sin embargo, en promedio, la varianza de la depreciación es-
perada es mayor que la varianza de la prima de riesgo para los horizontes menores a
un año y lo contrario sucede en los horizontes de 12 y 24 meses hacia delante. Este
resultado queda ilustrado en la última columna del cuadro 5, el cual muestra que,
estadísticamente no podemos rechazar que var(�set+h;t) = var(�t) para todos los hori-
zontes analizados. Sin embargo, en el caso particular de los horizontes de 1 y 6 meses,
al no poder rechazar la hipótesis de �2 = 1; los resultados parecen indicar que en
estos horizontes la var(�set+h;t) � var(�t): En cambio, para los horizontes de 12 y 24
93
meses hacia delante no es posible rechazar que �2 = 0, por lo que en estos horizontes
var(�set+h;t) � var(�t). Por tanto, la hipótesis FHS parece cumplirse solamente en los
horizontes de mayor plazo.
94
Cuadro11:ComparacióndelasVarianzasdeDepreciaciónEsperadayPrimadeRiesgo
Horizonte
Periodo
Obs
�de�s t+h�defp t+h;t�de(it�i� t)�de�se t+h;t�de�t��se t+h;t���t
1mes
Dic-97/Jun-07
115
23.23
7.76
5.87
10.88
9.73
1.15
3meses
Feb-98/Jun-07
113
14.68
6.65
6.04
6.76
6.67
0.09
6meses
Ene-01/Jun-07
788.15
2.62
2.59
3.88
3.60
0.27
12meses
Abr-02/Jun-07
636.23
2.19
2.33
2.99
3.59
-0.60
24meses
Abr-03/Jun-07
514.50
1.44
2.30
1.79
1.97
-0.19
*Datosenretornosanualizadosobtenidosalmultiplicarladiferenciaenlogaritmospor1200/h,dondehdenotaelhorizontedepronóstico.
**Elsímbolo�denotaladesviaciónestándar.
95
6. Discusión y Conclusiones
Una vez evaluada la hipótesis de e�ciencia para el mercado cambiario de una
economía en desarrollo como la mexicana, los resultados encontrados parecen apor-
tar evidencia adicional a la documentada para economías industrializadas.
En primera instancia y a diferencia de la evidencia internacional, encontramos la
presencia de oportunidades sistemáticas de especular en el mercado cambiario mexi-
cano, como indica el incumplimiento de la condición de PCI para todos los horizontes
examinados, con excepción del de un año hacia delante. Particularmente, hallamos
que en el corto plazo (horizontes menores a un año), existen oportunidades de obte-
ner mayores ganancias al convertir pesos a dólares, invertir los fondos en instrumentos
denominados en dólares y cambiar los dólares a pesos en el mercado �forward�que sim-
plemente invertir en instrumentos denominados en pesos. En cambio, en el mediano
plazo (2 años hacia delante), se presentan mayores ganancias al invertir en instrumentos
denominados en pesos que al especular en el mercado �forward�.
En segundo lugar, el incumplimiento de la condición de PDI en el periodo examinado
nos permite rechazar la hipótesis de e�ciencia en el mercado cambiario mexicano para
todos los horizontes examinados, con excepción del horizonte de un año hacia delante.
Al respecto encontramos que en el corto plazo, existe una tendencia de los inversionistas
a sobrepredecir la depreciación cambiaria, mientras que en el mediano plazo existe una
tendencia a subestimarla.
En general, no podemos rechazar que las desviaciones de e�ciencia en el mercado
del tipo de cambio peso-dólar estadounidense capturan, tanto una prima de riesgo que
cambia en el tiempo como errores sistemáticos en las expectativas. Por un lado, la
prima de riesgo induce a los inversionistas a sobrepredecir la depreciación cambiaria
en todos los horizontes estudiados, ésto como compensación por adquirir una moneda
96
que se percibe como riesgosa respecto del dólar.
En adición a la evidencia presentada en la literatura, encontramos que el efecto de
los errores sistemáticos en las expectativas presentan una estructura temporal. Para los
horizontes de corto plazo (1, 3 y 6 meses hacia delante), los errores en las expectativas
actúan en la misma dirección que la prima de riesgo, contribuyendo a la sobrepredicción
de la depreciación cambiaria, mientras que en el mediano plazo (1 y 2 años hacia de-
lante), las desviaciones de racionalidad en los inversionistas actúan en sentido contrario,
subestimando la depreciación observada. De esta manera, el aparente cumplimiento de
la hipótesis de e�ciencia en el horizonte de un año hacia delante se presenta ya que
los sesgos causados por la prima de riesgo y por los errores sistemáticos en las expec-
tativas tienen la misma magnitud pero con signos contrarios y en promedio, tienden a
anularse; en cambio, para el horizonte de 2 años hacia delante, el sesgo a subestimar
la depreciación cambiaria provocado por los errores sistemáticos en las expectativas
parece dominar, en promedio, a la sobrepredicción ocasionada por la prima de riesgo.
Es pertinente enfatizar en este punto, que los resultados obtenidos a partir de las
estimaciones con el MGM, deben interpretarse con cautela, ya que las propiedades de
este método de estimación se cumplen para distribuciones asintóticas (T !1) y por
tanto, en muestras �nitas como la nuestra, los estimadores del MGM pueden no ser
consistentes. En particular, esto puede tener como consecuencia que el tamaño de las
pruebas deWald como las realizadas en nuestro estudio, excedan el nivel de signi�cancia
bajo el que se realizan. Esto es, que la probabilidad de rechazar la hipótesis nula cuando
ésta es verdadera sea mayor al nivel de signi�cancia asumido, �, en muestras pequeñas
y por tanto, se rechaze la hipótesis nula con mayor frecuencia que la esperada (Hayashi,
2000).
Por otra parte, cabe aclarar que, aunque la existencia de errores sistemáticos en las
expectativas de los inversionistas del mercado peso-dólar estadounidense presentada
en este estudio puede estar asociada a la falta de racionalidad de los inversionistas,
97
estos sesgos encontrados son consistentes también, con procesos de aprendizaje en los
que pueden incurrir inversionistas racionales. En este sentido, cuando los agentes estan
aprendiendo sobre un nuevo régimen de política implementado o simplemente sobre las
condiciones que los rodean, puede que no aprovechen las oportunidades de arbitraje
que aparecen en los datos ex post. Así también, sesgos sistemáticos en las expectati-
vas pueden estar relacionados con la posible existencia de un �peso problem� (Krasker
(1980)). En particular, este problema se presenta cuando inversionistas racionales que
aprenden instantáneamente, esperan un cambio discreto en el tipo de cambio que no se
ve materializado en el periodo de estudio; de esta manera, cuando las expectativas de
mercado sobre el valor futuro del tipo de cambio no se cumplen, el valor observado del
tipo de cambio se desvía sistemáticamente de su valor esperado. Dado que las expecta-
tivas del mercado se encuentran re�ejadas en la prima del �forward�, esta desviación
persistente puede causar que la prima del �forward� sea un estimador sesgado de la
depreciación cambiaria.
Otra forma de interpretar las desviaciones de la hipótesis de e�ciencia adicional a
la existencia de una prima de riesgo y a los sesgos sistemáticos en las expectativas pre-
sentados en este estudio, se encuentra asociada con la idea de que los bancos centrales
tienden a reaccionar de más ante �uctuaciones del tipo de cambio y al utilizar una tasa
de interés de referencia como instrumento de política monetaria para contener el tipo
de cambio puede llevar a una determinación conjunta de la depreciación esperada y
del diferencial de tasas, causando un sesgo de simultaneidad en la condición de PDI
(McCallum,1992). Esta idea puede cobrar mayor relevancia en mercados emergentes
como el nuestro, donde la falta de credibilidad en la política monetaria es mayor que en
economías desarrolladas con tipo de cambio �exible y se observa también una mayor
�uctuación en las tasas de interés (Calvo y Reinhart, 2002).33
33De hecho, Calvo y Reinhart (2002) documentan que para el caso mexicano, en el periodo dediciembre de 1994 a noviembre de 1999, se presenta una alta volatilidad en las tasas de interés encomparación con países industrializados con tipo de cambio �exible, la cual asocian con un esfuerzodel banco central por estabilizar el tipo de cambio mediante operaciones de mercado abierto, así como
98
En el presente estudio, hemos documentado la existencia de sesgos sistemáticos en
las expectativas de los inversionistas que contribuyen signi�cativamente a la ine�ciencia
en el mercado cambiario mexicano. Lo que no conocemos son los mecanismos que
utilizan estos inversionistas en la determinación de sus expectativas. Dada la estructura
temporal encontrada en los sesgos sistemáticos en las expectativas, intuimos que estos
mecanismos di�eren entre los horizontes de corto y mediano plazo. Necesitamos de
aquí en adelante, encontrar la mejor manera de describir y modelar las expectativas
de los inversionistas y poder de esta forma, racionalizar los sesgos encontrados en este
análisis.
Es preciso examinar también, la posible no estacionalidad de los datos que se puede
presentar al evaluar la e�ciencia del mercado cambiario mexicano. Este hecho puede
estar causado por la presencia de cambios estructurales que puede afectar la determi-
nación del tipo de cambio, los cuales suelen ser más frecuentes en países emergentes
como el nuestro. Por tanto, identi�car y controlar por las fechas de dichos cambios en
la condición de PDI en el mercado cambiario mexicano se presenta como un tema de
investigación relevante ya que se puede esperar que, conforme los mercados �nancieros
se liberalizan, las ine�ciencias de la condición de PDI disminuyan gradualmente (Alper
et al., 2007).
Finalmente, es importante hacer notar que al utilizar una medida de depreciación
esperada como la obtenida de encuestas, evitamos realizar la práctica común en este
tipo de estudios de asumir expectativas racionales y por tanto, inferir de los datos ob-
servados aquello que los inversionistas esperaban, práctica que, como hemos mostrado,
puede conducir a respuestas equivocadas.
a la falta de credibilidad en la política monetaria.
99
Apéndice
A. Tasas �Swap�
Un contrato �swap� es un acuerdo entre dos partes para intercambiar �ujos de
efectivo en intervalos regulares de tiempo durante un periodo en el futuro (Hull, 2006).
Tipicamente, estos �ujos de efectivo son pagos de intereses sobre un principal (�swap�
de tasas de interés).
El contrato �swap� básico de tasas de interés se basa en el intercambio de una
tasa �ja por una tasa �otante basadas en la misma divisa y en el mismo principal
(que es el tamaño del �swap�). Para nuestro análisis, como sólo interviene una misma
divisa (pesos o dólares), no se presenta un intercambio del principal, simplemente se
intercambian los intereses generados por ese principal con la tasa �ja y con la tasa
�otante.
Normalmente, la tasa �otante del �swap�corresponde a la tasa interbancaria (libor
en dólares para el caso de los Estados Unidos y TIIE para el caso de México) con un
vencimiento de 3 o 6 meses. En nuestro estudio, a falta de una tasa interbancaria para
los horizontes de vencimiento de mayor plazo, utilizamos la tasa �ja del �swap� con el
mismo vencimiento que el horizonte de vencimiento que estudiamos.
B. PCI con Tasas Soberanas
En este apéndice se replican los ejercicios para comprobar la validez de la condición
de PCI de la sección 4.2 con los diferenciales de tasas de interés obtenidos de tasas de
fondos gubernamentales para México y Estados Unidos.
100
B.1. Datos
Para calcular el retorno de instrumentos de �nanciamiento gubernamentales, uti-
lizamos para el caso de México, las tasas de interés de los Certi�cados de la Tesorería
de la Federación (CETES, de aquí en adelante), los cuales funcionan como títulos de
crédito al portador y son emitidos por el Gobierno Federal desde 1978 a la fecha, con
periodos de vencimiento de 28, 91, 182 y 364 días. Estos títulos se colocan en el mer-
cado a descuento, por lo que cumplen las características de un bono �cupón cero�(el
precio del instrumento es menor a su valor nominal, el cual se paga en la fecha de
vencimiento, por lo que no hace pago de intereses). Los datos de la tasa anualizada
promedio mensual de los CETES los obtuvimos de Banco de México. Debido a que
el plazo máximo de maduración de estos instrumentos es de un año, empleamos el
rendimiento a 2 años de la curva �cupón cero�de rendimiento soberano para México
como la tasa gubernamental para el horizonte de 24 meses, la cual se puede encontrar
en la plataforma Bloomberg.34
En el caso de los títulos gubernamentales para Estados Unidos, hacemos uso de
las letras del tesoro de Estados Unidos (T-BILLS, de aquí en adelante) para 1, 3 y
6 meses y para los horizontes de 12 y 24 meses, usamos los bonos del tesoro a 1 y 2
años, respectivamente. Estos instrumentos cumplen con características similares a los
CETES en México y son publicados por la Reserva Federal de Estados Unidos.35
B.2. Resultados
El cuadro 12 muestra la evidencia empírica para el mercado cambiario mexicano
de la condición de PCI, calculado con el diferencial de tasas de interés obtenido de
34Los símbolos de las series de Cetes de Banco de México son: SF282 para los Cetes a 28 días,SF3338 para los Cetes a 91 días, SF3270 para los Cetes a 182 días y SF3367 para los Cetes a 364días. El símbolo de Bloomberg para el rendimiento a dos años de la curva soberana �cupón cero�esI25102Y Index.
35Para el horizonte de un mes se empleó el genérico de obligaciones del gobierno a 1 mes publicadopor Bloomberg con el símbolo GB1M Index. Para 3, 6, 12 y 24 meses se obtuvieron los datos de Bancode México con los símbolos SI222, SI223, SI260 y SI224 respectivamente.
101
instrumentos gubernamentales, tanto de México como de Estados Unidos.
En primer lugar, a diferencia de la evidencia empírica obtenida con el diferencial
de tasas de interés interbancarios, la hipótesis conjunta de la PCI, donde �0 = 0 y
�0 = 1 no parece cumplirse para ningun horizonte de la estructura temporal de tasas,
incluyendo el horizonte de 12 meses, como indica la prueba de Wald que se presenta
en la penúltima columna (Prueba �2).
Cuadro 12: Prueba de Paridad Cubierta de Tasas de Interés (PCI) con Tasas Soberanas
fpt+h;t= �0+�0(it�i�t ) + utPrueba �2: Prueba n:
Horizonte Periodo b�0 b�0 R2 ajustada Obs a0= 0; �0= 1 �0= 1
1 mes Nov-97/Jun-07 0.000 1.202*** 0.74 116 36.42*** 3.08***
(0.000) (0.066)
3 meses Nov-97/Jun-07 0.001 1.089*** 0.94 116 60.20*** 3.52***
(0.001) (0.025)
6 meses Feb-00/Jun-07 0.000 1.051*** 0.95 89 28.74*** 1.92*
(0.001) (0.027)
12 meses Feb-00/Jun-07 0.004*** 0.911*** 0.96 89 29.86*** -4.51***
(0.001) (0.020)
24 meses Ago-03/Jun-07 0.001 0.909*** 0.98 46 219.98*** -4.68***
(0.002) (0.019)
Errores Estándar entre paréntesis.
*, ** y *** denotan signi�cancia estadística al 10, 5 y 1 por ciento, respectivamente.
En el caso del estimador b�0, el cual incorpora costos de transacción constantes, esposible apreciar que éste es estadísticamente mayor a cero, solamente en el caso del
horizonte de 12 meses y no en el de 24 meses, como es el caso con tasas interbancarias.
102
Si nos enfocamos en la prueba de hipótesis de �0 = 1, la cual se encuentra en la
ultima columna, podemos observar que para todos los horizontes, podemos rechazar la
validez de la PCI en el mercado cambiario mexicano. Para los horizontes de 1, 3, 12 y
24 meses hacia delante, esta hipótesis se rechaza con un nivel de signi�cancia del 1 por
ciento y para el horizonte de 6 meses, del 10 por ciento.
Al igual que la estimación realizada con el diferencial de tasas de interés interban-
carios, para los horizontes de corto plazo de 1, 3 y 6 meses hacia delante, b�0 > 1, por loque el diferencial de tasas de interés para estos horizontes es, en promedio, menor a la
prima del �forward� y por tanto, para los periodos de estudio analizados, se presenta
la posibilidad de obtener ganancias de especular en el mercado cambiario al cambiar
pesos a dólares en el periodo t, invertir los fondos en T-Bills y cambiar los dólares a
pesos en el mercado �forward�.
Por otra parte, para los horizontes de 12 y 24 meses hacia delante, b�0 < 1, lo queseñala la posibilidad de obtener mayores ganancias de invertir en Cetes que realizar la
estrategia alterna de especular en el mercado de tipo de cambio.
C. Costos de Transacción
Tomando en cuenta los lineamientos establecidos por Frenkel y Levich (1975),
podemos incluir la noción de costos de transacción a la condición de PCI. Con este
objetivo, reexaminemos la posible estrategia de un inversionista en el mercado de tipo
de cambio peso-dólar estadounidense mencionada en la sección 3.1, la cual consiste
en convertir pesos a dólares, al tipo de cambio St, de�nido en unidades de pesos por
dólar, invertir en un instrumento denominado en dólares con vencimiento en el periodo
t+ h y tasa de retorno i�t y comprar pesos, con entrega en t+ h, a un tipo de cambio
�forward�, Ft+h;t, pactado en el mismo periodo en el que se convierten los dólares a
pesos (tercera estrategia).
Al incorporar, paso a paso, los costos de transacción a esta estrategia tenemos:
103
1. Se convierten pesos a dólares al tipo de cambio spot, St y por esta transacción
se incurre en un costo constante Ts, obteniendo(1�Ts)St
dólares.
2. Al invertir en el instrumento denominado en dólares se paga un costo de transac-
ción T �, generando una ganancia en el periodo t+ 1 de (1+i�t )(1�T �)(1�Ts)St
3. Al pactar un contrato de tipo de cambio �forward� en el periodo t; implica un
costo de transacción Tf . Por lo que al convertir dólares a pesos a la tasa Ft+h;t,
se obtiene �nalmente (1 + i�t )(1� T �)(1� Ts)(1� Tf )Ft+h;tSt
Si de�nimos A0 = (1 � T �)(1 � Ts)(1 � Tf ), al cumplirse la condición de PCI
incorporando costos de transacción tenemos:
(1 + it) = A0
�Ft+h;t � (1 + i�t )
St
�:
Tomando una aproximación logarítmica de ambos lados de la ecuación y reagru-
pando términos, se llega a:
ft+h;t � st = �0 + (it � i�t );
donde �0 = ln(A0):
Con esto, se demuestra que el coe�ciente �0 de la regresión (R.1) puede incorporar
aquellos costos de transacción proporcionales (constantes a través del tiempo), tanto
en los mercados de activos �nancieros, como en el mercado cambiario.
D. PDI con Muestra Común entre Horizontes
En este apéndice, contrastamos los resultados expuestos en la sección 4.3 sobre la
condición de PDI para el mercado cambiario mexicano, tomando en consideración una
muestra común entre los plazos de vencimiento de los activos �nancieros, lo que nos
permite comparar los distintos coe�cientes obtenidos por horizonte. El periodo que
104
abarca todos los horizontes estudiados va de abril de 2003 a junio de 2007 con un total
de 51 observaciones mensuales por horizonte.
Los cuadros 13 y 14 muestran los resultados de este ejercicio con la prima del
�forward�y el diferencial de tasas de interés como medidas de la depreciación esperada,
respectivamente. En el caso del horizonte de 1 mes hacia delante, el cuadro 13 muestra
que al analizar el mismo periodo de estudio entre horizontes parece existir una tendencia
a subestimar la depreciación observada en el horizonte de menor plazo; aunque este
resultado di�ere de aquellos obtenidos anteriormente, es preciso recordar que al emplear
a la prima del �forward� como medida de depreciación esperada estamos asumiendo
implícitamente que la condición de PCI se cumple en este horizonte, supuesto que
no parece estar sustentado por la evidencia empírica del mercado cambiario mexicano
(sección 4.2). De esta forma, al utilizar el diferencial de tasas de interés como medida
de depreciación esperada (cuadro 14) es posible apreciar que, para el horizonte de
menor plazo, un aumento en el diferencial de tasas se encuentra asociado ya no a una
depreciación cambiaria de menor proporción, sino a una disminución en la depreciación
del peso frente al dolar. Al observar los resultados de los horizontes de mayor plazo,
tanto el cuadro 13 como el cuadro 14 coinciden en reforzar la evidencia de que en los
horizontes de corto plazo (menores a un año) se presenta una tendencia a sobreestimar
la depreciación del peso frente al dólar, mientras que en los horizontes de mediano plazo
(mayores a un año) existe una tendencia a subestimarla.
105
Cuadro 13: Prueba de PDI para Abr-03/Jun-07
�st+h= �1+�1(fpt+h;t) + "1;t+h
Prueba �2: Prueba n:
Horizonte Periodo b�1 b�1 R2 ajustada Obs a1= 0; �1= 1 �1= 1
1 mes Abr-03/Jun-07 -0.011*** 2.846 0.16 51 10.15*** 2.61***
(0.004) (0.706)
3 meses Abr-03/Jun-07 0.009 -0.696 0.00 51 6.97** -2.69***
(0.011) (0.908)
6 meses Abr-03/Jun-07 0.016 -0.418 0.00 51 9.28*** -2.35**
(0.015) (0.603)
12 meses Abr-03/Jun-07 -0.029 0.865 0.03 51 5.80* -0.22
(0.029) (0.626)
24 meses Abr-03/Jun-07 -0.171* 1.784*** 0.30 51 8.15** 1.63*
(0.089) (0.481)
Errores Estándar de GMM con autocorrelación de orden h-1 entre paréntesis.
*, ** y *** denotan signi�cancia estadística al 10, 5 y 1 por ciento, respectivamente.
106
Cuadro 14: Prueba de PDI para Abr-03/Jun-07 con Diferencial de Tasas
�st+h= �1+�1(it � i�t ) + "1;t+hPrueba �2: Prueba n:
Horizonte Periodo b�1 b�1 R2 ajustada Obs a1= 0; �1= 1 �1= 1
1 mes Abr-03/Jun-07 0.010* -2.884* 0.06 51 12.20*** -2.66***
(0.006) (1.458)
3 meses Abr-03/Jun-07 0.024 -1.977* 0.08 51 16.47*** -2.69***
(0.015) (1.107)
6 meses Abr-03/Jun-07 0.018 -0.506 0.00 51 8.59** -2.27**
(0.002) (0.662)
12 meses Abr-03/Jun-07 -0.020 0.695 0.02 51 5.54* -0.51
(0.026) (0.602)
24 meses Abr-03/Jun-07 -0.170** 1.615*** 0.36 51 15.09*** 1.74*
(0.076) (0.354)
Errores Estándar de GMM con autocorrelación de orden h-1 entre paréntesis.
*, ** y *** denotan signi�cancia estadística al 10, 5 y 1 por ciento, respectivamente.
107
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