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La figura 5.3 muestra c´omo ha evolucionado la disparidad promedio en el mercado chileno, expresado tanto en pesos (azul) como en puntos b´asicos (naranjo). Los promedios fueron ponderados por el menor saldo vigente entre los bonos de cada par.

A nivel agregado, la disparidad promedio oscila entre $3 y $-1, con una mediana de $0,727 y un promedio de $0,776. En t´erminos de tasas, la disparidad promedio fluct´ua entre

54 y -23 puntos b´asicos, con una mediana y un promedio de 14,5 y 14,1 puntos b´asicos respectivamente.

A diferencia de los resultados anteriores, al considerar los datos agregados las dispari- dades en pesos y puntos b´asicos presentan patrones muy similares. En general, se aprecia una tendencia a la baja entre noviembre de 2011 y marzo de 2015, seguido por un incre- mento sostenido hasta noviembre de 2017. Cabe destacar que durante marzo, mayo, junio y agosto de 2015, as´ı como en febrero de 2016, la disparidad promedio fue predominan- temente negativa. Es decir, durante estos meses los bonos nominales fueron en promedio m´as baratos que los bono sint´eticos que replican sus flujos de efectivo.

Por otro lado, el promedio ponderado del plazo para el vencimiento de los bonos con- siderados aument´o sostenidamente durante el periodo en estudio. En consecuencia, debe haber otros factores que expliquen la evoluci´on de la disparidad promedio.

Esta disparidad de precios promedio es menor a la reportada en Estados Unidos por Fleckenstein et al. (2014), la cual present´o un promedio de US$2,92 por US$100 de prin- cipal o 54,4 puntos b´asicos durante todo el periodo en estudio, y m´aximos cercanos a los US$10 o 180 puntos b´asicos. Asimismo, los pa´ıses del G7 presentaron una disparidad de precios promedio de US$1,93 o 33,54 puntos b´asicos y m´aximos de US$9,46 o 226,87 puntos b´asicos. Sin embargo, estos resultados no son directamente comparables, dado que el periodo en estudio de Fleckenstein (2013) y Fleckenstein et al. (2014) incluyen la crisis financiera de los a˜nos 2007-2009.

5.3. An´alisis de regresi´on

5.3.1. Regresiones lineales simples

Los resultados indican que existe una relaci´on significativa entre el grado de liquidez de cada par de bonos y su disparidad de precios. La tabla 5.2 muestra que casi todas las m´etricas de liquidez consideradas en el estudio fueron significativas. Las excepciones fue- ron (1) el monto en circulaci´on, que no est´a asociado a la disparidad en pesos, y (2) el plazo para el vencimiento, que no tiene relaci´on con la disparidad en puntos b´asicos.

TABLA5.2. Regresiones lineales simples entre la disparidad de precios y diversas m´etricas de liquidez. El panel izquierdo resume las regresiones sobre la disparidad en pesos y el panel derecho a la disparidad en puntos b´asicos. El an´alisis se realiz´o a nivel individual de pares de bonos. Se consider´o el valor promedio de las m´etricas de liquidez entre los bonos de cada par. Se denota (log) cuando se aplic´o como transformaci´on el logaritmo natural a alg´un regresor.

Disparidad en pesos Disparidad en puntos b´asicos

Regresores Coef. R2 Coef. R2

Promedio en par de:

Plazo para el vencimiento 0,16*** 0,387 0,02 0,000 Monto en circulaci´on (log) 0,00 0,000 -5,36*** 0,056

Volumen (log) -0,15*** 0,023 -3,81*** 0,046

Rotaci´on (log) -0,20*** 0,025 -1,90*** 0,007

% D´ıas sin transacci´on 0,56*** 0,011 24,67*** 0,066

Amihud (log) 0,19*** 0,087 2,92*** 0,062

Roll (log) 0,37*** 0,082 1,19** 0,003

***p < 0,01; **p < 0,05; *p < 0,1

El resto de las variables ejerci´o un efecto de forma consistente sobre la disparidad en pesos y en puntos b´asicos. Es decir, sus coeficientes presentaron el mismo signo en las regresiones con ambas variables de respuesta.

Un 38,7 % de la varianza total de la disparidad en pesos se explica por variaciones en el plazo para el vencimiento de los bonos. Sin embargo, las regresiones restantes presentaron R2 m´as bajos, especialmente en el caso de la disparidad en puntos b´asicos.

5.3.2. Regresiones lineales m ´ultiples

La liquidez es un fen´omeno multidimensional y no existe una ´unica m´etrica que la mida completamente por si sola. Por este motivo se estudi´o si existe alguna combinaci´on

de regresores que explique mejor la disparidad de precios. Sin embargo, como todos los regresores corresponden a m´etricas de liquidez, es razonable suponer que habr´a una co- rrelaci´on entre estas variables. En el an´alisis de regresi´on, la multicolinealidad severa es problem´atica porque puede incrementar la varianza de los coeficientes de regresi´on, ha- ci´endolos inestables y poco confiables (Akinwande et al., 2015).

En efecto, el anexo A.6 confirma el alto grado de multicolinearidad entre las m´etricas de liquidez consideradas. Para solucionar esta dificultad se restringi´o el universo de regre- siones lineales m´ultiples a aquellas que presentan factores de inflaci´on de la varianza (VIF) inferiores a 5 (Akinwande et al., 2015).

Las tablas 5.3 y 5.4 muestran las regresiones lineales que mejor se ajustan a la dis- paridad de precios.3_{Ambas regresiones presentan niveles muy bajos de multicolinearidad.} Adem´as, un 43 % de la varianza total de la disparidad en pesos se explica por variaciones en el plazo para el vencimiento de los bonos y la m´etrica de liquidez de Amihud. En cambio, la regresi´on lineal m´ultiple que mejor se ajusta a la disparidad en puntos b´asicos presenta unR2de solo 9 %.

TABLA5.3. Regresi´on lineal m´ultiple seleccionada para la disparidad en pesos.

Disparidad en pesos

Regresores Coef. VIF

Plazo para el vencimiento 0,15*** 1,03

Amihud (log) 0,14*** 1,03

Constante 3,57***

R2 _{= 0,43}

***p <0,01; **p <0,05; *p <0,1

TABLA5.4. Regresi´on lineal m´ultiple seleccionada para la disparidad en puntos b´asicos.

Disparidad en puntos b´asicos

Regresores Coef. VIF

Monto en circulaci´on (log) -2,64*** 1,46 % D´ıas sin transacci´on 11,07*** 1,99

Amihud (log) 1,45*** 1,72

Constante 121,33***

R2 _{= 0,09}