MAESTRÍA EN ECONOMÍA INTERNACIONAL. Tesis

MAESTRÍA E ECOOMÍA ITERACIOAL Tesis Distribución de érdidas de la cartera de créditos: El método unifactorial de Basilea II vs. estimaciones no aramétricas Analía Rodríguez Duuy 007

Distribución de érdidas de la cartera de créditos: el método unifactorial de Basilea II vs. estimaciones no aramétricas Tesis de Maestría en Economía Internacional Deartamento de Economía Año007 Tutor:AlejandroPena AnalíaRodríguezDuuy Facultad de Ciencias Sociales UDELAR

Í e Ín nd di ic ce I. Introducción... II. El método IRB de Basilea II...7. Fundamentos del método IRB...8. La función de onderaciones de riesgo.... El modelo de base: Merton 974.... La fórmula de Basilea...3 3. Los rinciales suuestos detrás del cálculo... 3. Los suuestos rinciales... 3. Los coeficientes de correlación...3 3.3 Pérdida en caso de incumlimiento...5 3.4 El nivel de significación...5 4. Requerimientos rocíclicos?...6 III. Estimación no aramétrica de la distribución de érdidas del ortafolio bancario y contrastación con IRB...30. Metodología y datos...3 retail. Estimación no aramétrica...3. Datos...33. Resultados...36. Cartera cororate...36. Cartera familias...45 IV. Conclusiones y comentarios finales...48 Aneo A Artículo 4. de la Recoilación de ormas de Regulación y Control del Sistema Financiero RRCSF Requerimiento de caital or riesgo de crédito...5 retail Aneo B El modelo de Black Scholes Merton BSM...56 Aneo C Proiedades de la distribución de érdidas del ortafolio...60 Aneo D - Distribuciones estimadas ara el ortafolio cororate...68 Aneo E Distribuciones estimadas ara el ortafolio uniersonales microfinanzas...7 Aneo F Distribuciones estimadas ara el ortafolio familias...74 Referencias...77 P á g i n a

Du I n * o Di un ni is st if tr fa ac ri ib ct bu to uc or ci ri ió ia ón al nd ld de de eb e Ba as é si ér il rd le ea di ai id da II as Iv sd vs s. de.e el es st la ti ac im ma ca ar ac rt ci te io er on ra ne ad es sn de ec no o cr a ré éd ar di ra am it to mé os s: ét :e tr ri el ic ca lm as mé s* ét to od do I..I In nt tr ro od du uc cc ci ió ón unainstitucióncuyasoeraciones Las instituciones financieras, y en articular los bancos, están euestos a diferentes riesgos inherentes a la naturaleza de su actividad. Tomando la definición más sencilla de lo que es un banco, odemos definirlo como habitualesconsistenenconcederréstamosyrecibirdeósitosdelúblico. En esta simle definición uede observarse que el riesgo uede derivar ya sea de la contraarte o también del descalce que surge de la transformación de activos que los bancos realizan. Es así que los rinciales riesgos ueden resumirse en: riesgo de crédito, de mercado, liquidez y oeracional. Este trabajo se centrará en el análisis del riesgo de crédito, el cual se deriva de la osibilidad de que el deudor no cumla con sus obligaciones crediticias. Se hace imrescindible requerir a los bancos un caital mínimo que ermita cubrir eventuales érdidas or este tio de riesgo, lo cual imlica contar con un sistema que ermita medir adecuadamente el mismo. En 988, el Comité de Basilea rouso recomendaciones en materia de regulación bancaria Acuerdo Basilea I, las cuales fueron adotadas or la mayor arte de los reguladores del mundo, y consideradas como buenas rácticas. Este rimer acuerdo reresentó un rimer aso hacia el requerimiento de caital basado en el riesgo de crédito, donde se roonían diferentes onderaciones fijas de acuerdo al riesgo asociado a cada eosición. Los distintos gruos de eosiciones se determinaban en una forma simle, y no ermitían una medición realista del riesgo de crédito del banco. Por ejemlo, todos los deudores del sector no financiero tenían la misma onderación, cuando no todos reresentan el mismo riesgo. El sistema financiero fue cambiando significativamente desde este rimer acuerdo. * La autora quiere agradecer muy esecialmente a su tutor, Alejandro Pena, or todo el aoyo y tiemo dedicado, y or sus valiosos comentarios, aortes y sugerencias. También agradece al Ing. Álvaro Herrera or su ayuda en las demostraciones matemáticas y a Graciela Sanromán or el asesoramiento sobre el rograma estadístico STATA. El caital mínimo requerido según el acuerdo Basilea I se calcula como: Caital Regulatorio Ponderación de Riesgo Eosición 8% Activos Ponderados or Riesgo 8% P á g i n a

laosibilidaddesufrirérdidasenosiciones DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO Año 007 UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS En 996, el acuerdo incorora una enmienda que eige caital ara cubrir el riesgo de mercado, definido este último como dentroyfueradebalancearaízdeoscilacionesenlosreciosdemercado. Se ermite la medición del caital mínimo corresondiente a este riesgo mediante dos sistemas alternativos: un sistema estándar que había sido rouesto en 993 y modelos internos VaR. A esar de este innovador avance, las limitaciones del acuerdo de 988 hacen necesaria una adecuación del mismo, la cual se retende realizar en el nuevo acuerdo de Basilea Basilea II. El objetivo rincial es que los requerimientos de caital sean más sensibles al riesgo, romoviendo también la utilización de modelos internos ara la medición del mismo. Este acuerdo describe el roceso de suervisión mediante tres ilares fundamentales:. Requerimientos mínimos de caital regulatorio. Suervisión de la adecuación del caital 3. Información al mercado En cuanto a los requerimientos mínimos de caital, en el acuerdo de 988 se otaba or un enfoque estándar ara el riesgo de crédito, donde se onderaban distintos riesgos de acuerdo al tio de deudor que se tratara. En el nuevo acuerdo, se incororan imortantes cambios en este rimer ilar, introduciendo requerimientos or riesgo oeracional y modificando sensiblemente lo relacionado a la medición del riesgo de crédito. Si bien el coeficiente de solvencia es el mismo 8%, cambia la forma de medir los requerimientos de caital ara los distintos riesgos. Los otros dos ilares son nuevos; el Pilar refiere al roceso de suervisión, el cual deberá asegurar no sólo que los bancos cuenten con un mínimo de caital ara soortar sus riesgos, sino que también deberá romover el desarrollo de sistemas adecuados ara la medición de los mismos. El acuerdo identifica cuatro rinciios básicos del roceso de suervisión. En rimer lugar, el banco debe contar con un sistema que ermita medir la adecuación ComitédeSuervisiónBancariadeBasilea005 del caital al erfil riesgo. Además, el suervisor debe revisar y evaluar la adecuación del caital del banco, así como sus estrategias de seguimiento y monitoreo del cumlimiento normativo. El tercer y cuarto rinciio refiere a la eigencia de un 3 P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 caital or encima del mínimo regulatorio, y a la intervención temrana or arte del suervisor ara evitar que el mismo caiga or debajo de dichos mínimos eigidos. El Pilar 3 retende romover un mercado cometitivo y transarente, lo cual refuerza los dos ilares anteriores. Estos tres ilares funcionan en forma conjunta, no es osible aoyarse en sólo uno de ellos, sino que siemre deben tenerse resentes los tres asectos. Este riesgoesmejorarlasevaluacionesquerealizanlosbancossobreriesgos,demodoque intentaconlosnuevosmétodosaracalcularlosactivosonderadosorsunivelde loquese trabajo se centrará el análisis del rimer ilar, y dentro del mismo los requerimientos or crédito. En relación a estos últimos, el nuevo acuerdo ha modificado definición activos onderados or su nivel riesgo: loscoeficientesdecaitalresultantesseanmassignificativos 3.Una de las rinciales ventajas de este acuerdo es el incentivo que se genera al desarrollo de rácticas de gestión de riesgos más sofisticadas or arte de las instituciones financieras. Para determinar el riesgo de crédito, Basilea II incorora la osibilidad de otar entre dos métodos ara calcularlo: método estándar y método de calificaciones internas IRB 4 básico o avanzado. En el rimero, el cual ya estaba contenido en el acuerdo anterior y fue modificado sensiblemente, los bancos deben clasificar sus eosiciones al riesgo de crédito en categorías suervisoras en función de las características observables de dichas eosiciones réstamos a emresas, réstamos hiotecarios, etc.. Se establecen onderaciones de riesgo fijas que corresonden a cada categoría y se utilizan las calificaciones eternas ara diferenciar las onderaciones. El método IRB, or su arte, descansa en cálculos internos de las instituciones ara medir el riesgo de crédito. Las eigencias de caital se determinan combinando datos cuantitativos roorcionados or los bancos con fórmulas esecificadas or el Comité de Basilea. En Uruguay, la normativa vigente se asemeja al método estándar. Así se detalla en el Artículo 4. de la Recoilación de ormas de Regulación y Control del Sistema Financiero RRCSF, donde se establece que el requerimiento de caital or riesgo de crédito es equivalente al 8% de los activos y contingencias deudoras onderados 3 Comité de suervisión bancaria de Basilea, documento de consulta, Presentación del uevo acuerdo de caital de Basilea, abril de 003 4 Internal Rating Based Aroach 4 P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 or riesgo de crédito. Las onderaciones ara cada categoría se detallan en el mencionado artículo, y oscilan entre 0% y 5% 5 La motivación del análisis es servir de una rimera aroimación a lo que sería la alicación del IRB básico en el sistema financiero uruguayo, dado que la regulación del sistema bancario ha avanzado en línea con el esíritu establecido en Basilea II. En los últimos años, y luego de la crisis de 00 que sacudió al sistema financiero, la Suerintendencia de Instituciones de Intermediación Financiera SIIF ha establecido modificaciones normativas y nuevas disosiciones ara roveer mayor información a los mercados, de forma de contar con un mercado más transarente, donde los agentes cuenten con la información necesaria a la hora de tomar sus decisiones. En lo que tiene que ver con los requerimientos de caital, en el año 006 se ha incororado el requerimiento de caital or riesgo de mercado y se ha avanzado en cuanto al requerimiento or riesgo de crédito. Si bien se utiliza el enfoque estándar, la norma sobre calificación de riesgos crediticios eige el análisis de los flujos de fondos de los deudores, de modo de analizar su caacidad de ago, requiriendo en algunos casos la realización de distintos escenarios de stress sobre los mismos. Esto, además de contribuir a una mayor eeriencia en el análisis de riesgo or arte de las instituciones, rovee de una base de datos imortantísima en caso de otar or la alicación del método IRB. Recientemente, además, se han rouesto modificaciones normativas que incentivan a las instituciones a utilizar modelos internos ara deudores or imortes equeños. Todo esto hace del análisis un avance imortante ara la comrensión de las imlicaciones del método a la hora de su alicación. En la rimera arte del trabajo se resentan las rinciales características del método IRB, con énfasis en el análisis de las fórmulas rouestas or Basilea ara onderar los distintos riesgos, de los suuestos de base y sus imlicancias ara el sistema financiero local. En la segunda arte, se utilizará una técnica no aramétrica ara estimar la distribución de érdidas del ortafolio bancario, de forma de determinar una medida de la érdida eserada e ineserada del ortafolio VaR. El análisis toma datos del 5 Ver detalle en Aneo A 5 P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 sistema bancario ara el eríodo 999-006, y se estiman distribuciones ara cada tio de cartera, distinguiendo entre cartera cororativa y cartera minorista. Dentro de la cartera cororativa, se tratarán en forma searada las emresas uniersonales. Una vez obtenidas dichas distribuciones, se comaran los requerimientos de caital or érdida ineserada que surgen de la estimación con los que surgirían de la alicación de las fórmulas del enfoque IRB. 6 P á g i n a

I I II I..E El lm mé ét to od do oi IR RB Bd de eb Ba as si il le ea ai II DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO Año 007 UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS La actividad bancaria uede verse como la toma érdidaeserada esera de riesgos. Durante un eríodo de tiemo, or ejemlo un año, es normal observar que algunos deudores no cumlan con sus obligaciones crediticias. El banco no odrá calcular con eactitud cuánto serán sus érdidas durante un año esecífico, ero si odrá estimar las érdidas que tener en el eríodo. Estas érdidas se denominan EL, y reresentan el monto de caital que odría erder la institución como resultado de la eosición al riesgo de crédito, ara un horizonte de tiemo dado. Dichas érdidas son un costo natural del negocio bancario, y deberían estar cubiertas con las revisiones que los bancos deben realizar sobre cada crédito. Figura Sin embargo, las érdidas ueden llegar a eceder este nivel eserado y se necesita caital ara absorberlas. Estas érdidas se conocen como érdidasineseradasul. Tomando la distribución de érdidas del ortafolio, odemos reresentar la érdida eserada como la media de la misma. En la Figura 6, las érdidas ineseradas se definen como la diferencia entre las érdidas eseradas y un ercentil de la distribución, que se elige de acuerdo al nivel de confianza deseado. Dicho ercentil es el Valor en Riesgo VaR de crédito, y eresa la máima érdida que se esera que ueda ocurrir en el horizonte de análisis, con un nivel de confianza redeterminado. Por ejemlo, el VaR al 99% es el monto de érdidas tal que el 99% de las mismas se encuentra or debajo de dicho valor; o dicho 6 Etraída de AnElanatoryoteontheBaselIIIRBRiskWeightFunctions,005 7 P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 de otra forma, eiste un % de robabilidad que las érdidas sueren dicho valor. El análisis VaR se ha convertido en una herramienta fundamental a la hora de medir los riesgos, y, dado que Basilea busca que el requerimiento de caital sea más sensible a los mismos, dicho análisis se ha incororado en el nuevo acuerdo. Esta rimera arte retende resentar los asectos fundamentales del método IRB, así como las consideraciones básicas a la hora de su alicación. A su vez, se rofundizará en el análisis de la fórmula que se roone ara los requerimientos de caital or érdidas ineseradas, desde su modelo base hasta su derivación final. Por último, se analizarán los suuestos y concetos económicos que están detrás del método IRB, con el objetivo de entender y analizar las imlicancias de los mismos, así como la alicabilidad del método en economías emergentes.. Fundamentos del método IRB El método de las calificaciones internas IRB está basado tanto en medidas de érdida eserada como ineserada. Las onderaciones or riesgo y or tanto, las eigencias de caital, se determinan combinando datos cuantitativos roorcionados or los bancos con fórmulas esecificadas or el Comité de Basilea. Eisten tres elementos fundamentales en el IRB. El rimero son los comonentesderiesgo, los cuales ueden resumirse en: Probabilidad de incumlimiento PD: cuantifica la robabilidad de que el deudor incurra en default en el eríodo un año. Pérdida en caso de incumlimiento LGD: se define como la érdida que tendrá el banco si el deudor cae en default, se eresa como una roorción de la eosición. Eosición al riesgo EAD: es el monto euesto al momento del análisis. Vencimiento M: lazo del crédito. El segundo elemento fundamental son las funcionesdeonderaciónderiesgo, en donde los comonentes mencionados anteriormente son utilizados como inuts ara obtener el requerimiento de caital. 8 P á g i n a

requerimientosmínimos DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO Año 007 UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Como último comonente, se encuentran los que debe cumlir una institución ara utilizar el método IRB. El Comité de Basilea sugiere ciertos estándares mínimos que los bancos deben cumlir ara oder utilizarlo. Dichos rinciios se basan fundamentalmente en los sistemas de ratings y de medición de riesgos, así como en los rocedimientos, todo lo cual deberá ermitir una adecuada evaluación del deudor, una significativa diferenciación de los riesgos y estimaciones cuantitativas que resulten consistentes y recisas. Datosutilizados IRBbásico IRBavanzado Se distinguen dos tios de IRB: el básico y el avanzado. En el IRB básico, la institución estima la PD, y el resto de los arámetros son establecidos or el Comité. En el IRB avanzado, todos los datos son estimados or las instituciones. A continuación se resenta un cuadro donde se resumen las rinciales diferencias entre ambos. Probabilidad de incumlimiento PD La facilita el banco a artir de sus La facilita el banco a artir de sus roias estimaciones roias estimaciones Perdida en caso de incumlimiento Valores suervisores establecidos La facilita el banco a artir de sus LGD or el comité roias estimaciones Eosición al riesgo de crédito EAD Valores suervisores establecidos La facilita el banco a artir de sus or el comité roias estimaciones Vencimiento Etraídode:ComitédesuervisiónbancariadeBasilea,documentodeconsulta, Presentacióndeluevoacuerdode M Valores suervisores establecidos La facilita el banco a artir de sus caitaldebasilea,abrilde003 or el comité, o bien sujeto a la roias estimaciones con la discrecionalidad nacional, facilitado osibilidad de ecluir determinadas or el banco a artir de sus roias eosiciones estimaciones con la osibilidad de ecluir determinadas eosiciones Las funciones de onderación de riesgo roducen requerimientos retail de caital ara cubrir érdidas ineseradas, mientras que las érdidas eseradas son tratadas en forma searada. Un rimer aso en la alicación de este método es la categorización de las eosiciones en diferentes categorías: cororativo, soberano, bancos, minorista y cartera de acciones. Dentro de la cartera cororate, se esecifican además cinco sub categorías de réstamos esecializados SL, secializedlending, mientras que ara el 9 P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 ortafolio minorista se definen tres sub clases. El argumento es que cada tio de eosición requiere un tratamiento distinto en cuanto a su riesgo, cada categoría uede verse afectada or distintos factores y or tanto requieren un tratamiento diferencial. En el caso de que el banco quiera alicar otra forma de segmentación de cartera, deberá demostrar al suervisor que la misma ermite tratar adecuadamente cada eosición a los diferentes riesgos, en forma consistente en el tiemo. Este trabajo se centrará en el análisis de los requerimientos ara los créditos cororativos y minoristas. Basilea ermite incluir en esta última los créditos concedidos a equeñas emresas, siemre y cuando la eosición sea menor que millón. El segundo aso sería alicar, usando las estimaciones de la PD en el IRB básico, la fórmula que roone el comité ara oder llegar al requerimiento de caital. Dicha fórmula será analizada en detalle en los aartados siguientes, y uede resumirse de la siguiente manera: K LGD * [ PD] + [ 0.999] PD [ M.5] + b PD.5b PD en donde: K requerimiento de caital or érdida ineserada LGD érdida en caso de incumlimiento PD robabilidad de default coeficiente de correlación M maturity Como se mencionaba más arriba, esta fórmula genera requerimientos or érdida ineserada, mientras que ara los requerimientos or érdida eserada Basilea roone un tratamiento searado. Los bancos que aliquen el IRB deberán comarar el total de revisiones constituidas definidas como la suma de las revisiones esecíficas, las genéricas y las estadísticas que corresonden a las eosiciones tratadas bajo el IRB, con el monto de érdida eserada que surge de la alicación del IRB EAD PD LGD. Si este último resulta inferior a las revisiones del banco, la diferencia odrá comutarse como arte del Tier, con un máimo de 0.6% de los activos onderados, siendo el suervisor quien decida en última instancia si 0 P á g i n a

y Tier DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO Año 007 UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS corresonde o no considerarlo como caital. Si or el contrario las revisiones según el IRB resultan sueriores a las constituidas, la diferencia se deduce del caital 50% del y 50% del Tier.. La función de onderaciones de riesgo. El modelo de base: Merton 974 Este modelo relaciona el riesgo de crédito con la estructura de caital de la emresa. Dicha estructura de caital se lantea de forma muy simle, con un solo tio de deuda disonible cuón cero. La firma osee activos riesgosos, A, que son financiados con atrimonio S o con obligaciones de deuda, las cuales vencen en el momento T, y tienen un valor facial F un valor de mercado B. Si se asume que los mercados no tienen fricciones y no hay costos de quiebra, el valor de la firma será siemre el valor de la deuda más el valor de las acciones: A B+ S Se asume que el valor de la firma A sigue un roceso browniano del mismo tio que esta imlícito en el modelo de Black Scholes Merton 7 : da da µ Adt+ σadz µ dt+ σdz A [] donde es un roceso de Wiener,, µ retorno eserado de la acción en un año σ volatilidad del recio de la acción en un año 7 En el Aneo B se resenta el modelo Black Scholes Merton ara la valoración de instrumentos derivados, cuyos resultados se utilizan en el resente aartado. P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 El valor de la emresa ara el accionista uede verse como una oción callsobre el valor de los activos menos la deuda, con un recio de ejercicio igual al valor facial de esta última, F.. donde: corresonde a la distribución normal estándar. A σ ln + r + T F d σ T d d σ T Por lo tanto, dado que A B+ S, el valor de la deuda seria: Desde el unto de vista de un banco que otorga un réstamo ut a una emresa, surge la regunta de cómo manejar el riesgo de crédito y a qué costo. En este modelo, el riesgo de crédito es función de la estructura financiera de la firma, de la relación entre el valor resente de la deuda y el valor resente de sus activos leverage. El valor del crédito a una emresa uede ser visto como una oción en el valor de los activos de la firma, con recio de ejercicio F y vencimiento T. Comrando esta oción, el banco odría eliminar el riesgo de crédito asociado al réstamo, y el costo del mismo sería entonces el recio de la oción 8. De esta forma, transforma el réstamo riesgoso ut en un réstamo libre de riesgo: Préstamo libre de riesgo B + oción 8 El recio de la misma deberá cumlir la ecuación de valuación de derivados establecida en el modelo BSM que se resenta en el Aneo B. P á g i n a

ut DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS de donde el valor de la oción es igual a ut El recio de la oción sería entonces rt ut Fe d A d [] Año 007 siendo A σ ln r T call F + + d σ T d dσ T d es la robabilidad de ejercer la oción que tienen los accionistas, lo cual sucede cuando el atrimonio de la emresa, una vez agado el crédito, es ositivo. Si esto es así, la emresa no incurrió en default y or lo tanto d es la robabilidad de que la emresa cumla con sus obligaciones. Por lo tanto, -d -d es la robabilidad de default en un mundo neutral al riesgo, la cual se incorora en la ecuación [].. La fórmula de Basilea Según el método IRB, el requerimiento de caital ara un réstamo debe deender solamente del riesgo de ese réstamo y no del riesgo del ortafolio al cual se agrega. Esto se traduce en la necesidad de que el modelo debe ser ortfolioinvariant. Bajo este suuesto, las características esecíficas robabilidad de default, érdida en caso de default y eosición de cada deudor son suficientes ara determinar el caital requerido or cada réstamo. Puede demostrarse 9 que sólo los llamados modelos AysmtoticSingleRiskFactor ASRF cumlen con dicha roiedad ortfolioinvariance. Dichos modelos se derivan de los modelos tradicionales de riesgo de crédito or la ley de los grandes 9 Gordy, 003 3 P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO Año 007 UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS 00 Vasicek números: cuando un ortafolio está comuesto or un número grande de eosiciones equeñas, los riesgos idiosincráticos asociados a las eosiciones individuales tienden a cancelarse entre si, y sólo los riesgos sistémicos que afectan a las eosiciones tienen un efecto material sobre las érdidas del ortafolio. demuestra que bajo ciertas condiciones, el modelo de Merton que se resentaba anteriormente uede adatarse a un modelo ASRF. En este tio de modelos, todos los riesgos sistémicos que afectan a los deudores or el tio de industria, or la región a la que ertenecen son modelados con un único factor de riesgo sistémico. Se considera una cartera tiene n restatarios. El valor de los activos de un restatario sigue un roceso browniano geométrico. da µ A dt+ σa i i i dz i [3] donde es un roceso de Wiener,, El valor de los activos en el momento T se uede reresentar como: σ lnai T ln Ai 0 + µ ; σ or lo que se uede eresar que: T [4] σ lnai T lnai 0 + µ T+ σ Tz en donde z i es una variable normal estándar. i [5] La fórmula de Basilea utiliza la interretación del modelo de Merton resentada en el aartado anterior ara determinar la robabilidad de default del i-ésimo réstamo, es decir, una emresa incumle con sus obligaciones si el valor de sus activos cae or debajo del valor de su deuda: [ A T < B] [ z < c] c [ ] [ d ] i i i i i conc i lnbi lnai µ it+ σit σ T [6] 4 P á g i n a

reresenta DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 Recordando que [-d ] es la robabilidad de default, llamando a esta última, [c i ], y or lo tanto c i - []. Se suone que el roceso que sigue z i es del siguiente tio: zi by+ aεi i,,3,... n en donde y el riesgo común ara todo el ortafolio y ε i es el riesgo esecífico de la emresa. Se suone que ambos siguen distribuciones normales estandarizadas, indeendientes, y or lo tanto z i sigue también una distribución normal estandarizada, con valores de b y a dados or: b ;a [7] Donde es la correlación que hay entre los activos de los restatarios, el cual está dado or la correlación que tienen con un factor macroeconómico único, que es un factor común que afecta el default de todas las comañías. En el caso de economías dolarizadas, uede ensarse que ese factor de riesgo macroeconómico es el tio de cambio, dado que movimientos bruscos en el mismo afectan sensiblemente a la cartera de créditos. En esas condiciones, la robabilidad de default de un réstamo cualquiera, condicionado al factor común y, viene dado or: i [ y] Pby [ + aε i < c ] P ε < i i c by a [8] De la ecuación [6], uede observarse que c i [ ], or lo que remlazando en [8] tenemos [ y] Pεi < c i by a Pεi < [ ] y [ ] y [9] 5 P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 6 P á g i n a El ortafolio total esta comuesto or n individuos iguales, los cuales tienen igual articiación en la eosición total. Sea L la érdida bruta antes de recueraciones del i-ésimo réstamo, de manera que L i si el i-ésimo réstamo incumle y 0 en el otro caso. En este caso, el orcentaje de érdida bruta total de la cartera es: [0] Por lo tanto, el orcentaje de default en términos generales sobre ese ortafolio será igual al número de individuos que no aguen su réstamo. Si n es suficientemente grande, or la ley de los grandes números, se uede establecer que la fracción de clientes L que hacen default en el ortafolio es igual a la robabilidad condicional de default individual, de forma que: [] Entonces, la función acumulada de las érdidas brutas del ortafolio es, en el límite 0 : [] 0 La convergencia a esta distribución también se da si las onderaciones de cada restatario son diferentes; sean dichas onderaciones w i, tal que n i i w. En este caso, la érdida bruta de la cartera, n i w i L i L condicionada or Y converge a y si se cumle la condición necesaria y suficiente de que 0 n i i w. En otras alabras, si la cartera no está muy concentrada. [ ] [ ] { } y P y P y P [ ] [ ] [ ] / y y L P y i [ ] [ ] y P y P L P

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 El lanteo de un VaR al 99.9% sería el siguiente: 99.9% 99.9% 99.9% [ 99.9% ] 99.9% [ 99.9% ] + 99.9% 99.9% + [3] En ese caso, la robabilidad de default queda: 99.9% [ ] + [ 0.999] [4] con lo cual, se tiene básicamente una arte imortante de la fórmula rouesta or Basilea. Ejemlo: Si la robabilidad de default es % anual y se considera un rho de 0.0, la robabilidad de default tal que el 99.9% de las observaciones caen or debajo de la misma, es de.8%. La función de onderación de riesgos rouesta or Basilea es entonces: PD + [ ] [ ] [ M.5] b PD K LGD* PD + 0.999 PD.5b PD [5] PD LGD PD Llamando a la robabilidad de default antes definida, se uede observar que el requerimiento de caital es sólo or conceto de érdida ineserada, ya que lo que está multilicando al es la diferencia entre el valor de un VaR al 99.9% ara la y la eserada. Este último valor es estimado or el banco, tanto en el IRB básico como en el avanzado. 7 P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 Esta función de distribución tiene algunas roiedades interesantes que vale la ena comentar. La función acumulada está dada, como vemos en la ecuación [], or la eresión: F ; ; [6] Por lo cual, si queremos obtener la forma de la función de densidad, alcanza con derivar la eresión [6], ara así llegar a Las medidas de osición de esta función de densidad son: Cuando </ La varianza esta dada or Gráfica siendo la función de distribución acumulativa normal bivariada. Función de densidad rho 0., PD 0.04.9 0.04 0. 0.9 0. 0.34 0.4 0.49 0.5 0.64 0.7 0.79 0.8 0.94 0.9 Las resectivas demostraciones se resentan en el Aneo C. 8 P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO Año 007 UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Cuando >/, la función tiene forma Gráfica de U, lo cual significaría que cuando la correlación es muy alta, el resultado del banco uede ser muy bueno, en el caso de que a todas las emresas les vaya bien, o muy malo, en el caso de que todas caigan en default. La Gráfica ilustra este caso. Función de densidad rho 0.8, PD 0.04 0.00 0.065 0.35 0.05 0.75 0.345 0.45 0.485 0.555 0.65 0.695 0.765 0.835 0.905 0.975.000 Puede ensarse en el caso de una economía dolarizada, donde en un escenario de tio de cambio estable todo va bien, mientras que en el caso de una realización negativa de Gráfica3 este factor de riesgo, inmediatamente el sistema asa a tener malos resultados y nos ubicamos en el otro etremo de la distribución. Para el caso articular de /, la función es monótona. Función de densidad rho 0.5, PD 0.04 Cuando la correlación es erfecta, de forma de que, la función de densidad se comorta como una binomial,. La distribución de érdidas entonces resulta muy asimétrica; en la Gráfica se uede ver la clara no normalidad de la misma. Este comortamiento imlica un mayor 9 P á g i n a

Vasicek004 DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO Año 007 UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS requerimiento de caital que en el caso de que la función se comortara normal. calcula el ercentil 99.9 ara distintos valores de y ; ara 0.4 y 0.0, or ejemlo, la érdida eserada sería 0.0 y la desviación estándar es 0.077. Si el banco quiere caital suficiente ara la érdida ineserada al 99.99%, necesitaría caital ara cubrir veces la desviación estándar, mientras que si la distribución fuera normal, bastaría con 3. veces la misma. Los coeficientes de correlación se determinaron en función de los datos del gruo de los G0, y se determinan or categoría crediticia. A su vez, dentro de cada categoría crediticia se suone que la correlación disminuye cuanta más alta sea la PD. Esto está basado en los datos emíricos y la intuición. A mayor PD, es mayor el riesgo idiosincrático, lo cual quiere decir que deende menos del estado general de la economía y más de sus características roias. Además, la correlación deende del tamaño de la firma. Se ostula que cuanto más grande es la firma, mayor es la deendencia del estado general de la economía. La función rouesta entonces es la siguiente: donde 0. corresonde a la correlación ara la máima PD 00% y 0.4 corresonde a la correlación ara la mínima PD 0%, multilicados cada uno or onderaciones eonenciales. El último factor corresonde a un ajuste or el tamaño de la emresa, que afecta a los deudores con ventas anuales entre 5 millones y 50 millones. Para deudores con ventas mayores a 50 millones, el ajuste es cero se anula el factor y ara deudores con ventas menores a 5 millones el ajuste or tamaño toma el valor de 0.04, lo cual hace disminuir la correlación de 0.4 a 0.0 en el caso de mejor calidad crediticia y de 0. a 0.08 ara la eor calidad. Para la mayor arte de los réstamos al sector minorista, la correlación se modifica de la siguiente forma: Eceto ara réstamos hiotecarios y réstamos revolving, donde las correlaciones son fijas y toman valores de 0.5 y 0.04 resectivamente. 0 P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 El último término en la ecuación [5] es el ajuste or maturity3, ya que se asumió ara el cálculo que todos los réstamos tenían un vencimiento de año. La evidencia emírica indica que los créditos de largo lazo son más riesgosos que los de corto lazo, or lo que los requerimientos de caital deben aumentar con la maturity. Esto uede interretarse como anticiaciones de los requerimientos adicionales que surgirían or el asaje del crédito a una categoría crediticia eor downgrades, los cuales son más robables en los créditos de mayor lazo. El factor de ajuste es el siguiente: maturity en donde es: b PD [ 0.85 0.05478 ln PD ] El ajuste es lineal y creciente con Figura:Ajusteormaturity la romedio, y, dado M, el ajuste deende negativamente de la PD. La razón intuitiva es que, a menor PD, mayor es la osibilidad de que emeore el rating crediticio, hay más ara erder. A continuación se resenta una matriz que contiene valores del ajuste ara distintos valores de PD y M. Probabilidad de default M %.00% 3.00% 4.00% 5.00% 6.00% 7.00% 8.00% 9.00% 0.00%.73.38.8.000.0908.0837.0780.073.069.0658 3.3464.657.56.999.85.673.559.465.385.35 4.596.3985.3384.999.73.50.339.97.077.973 5.698.534.45.3999.3630.3346.38.99.769.630 6.8660.664.5640.4999.4538.483.3898.366.346.388 7.039.797.6768.5998.5445.500.4678.4394.454.3946 9.3857.067.904.7998.760.6693.637.5859.5538.56 0.5589.956.05.8998.868.759.706.659.630.598 BPD 0.3749 0.077 0.09648 0.08694 0.07988 0.07433 0.06980 0.06599 0.067 0.05986 Se observa que ara M,, y además uede verse la relación negativa entre el ajuste y la PD cuando M está dado. 3 Este ajuste no se realiza en el caso de la cartera retail P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 3. Los rinciales suuestos detrás del cálculo 3. Los suuestos rinciales Eisten dos suuestos fundamentales detrás de la fórmula rouesta or Basilea, que son la granularidad del ortafolio y la eistencia de un único factor de riesgo Vasicek00 sistemático al que está euesta toda la cartera. El rimer suuesto imlica que no hay concentración del ortafolio, que los deudores reresentan roorciones equeñas en el total. Para que el modelo tradicional de Merton ueda adatarse a un modelo ASRF, demuestra que es necesario que el ortafolio esté comuesto or un número suficientemente grande de eosiciones, sin que alguna de ellas reresente una roorción imortante del mismo. Si este suuesto no se cumle, el ortafolio tendrá un riesgo idiosincrático residual, lo cual uede hacer que el requerimiento de caital sea subestimado. Ante esta situación,vasicek00 roone un ajuste or granularidad, el cual uede alicarse cuando el ortafolio no es lo suficientemente grande como ara que le sea alicable la ley de los grandes números. El ajuste or granularidad es tal que en la ecuación [4] en lugar de se toma + δ -. Siendo δ n w i i El segundo suuesto rincial es la eosición a un único factor de riesgo sistemático. o se consideran los efectos de la diversificación or sector de actividad o or región, lo cual uede llevar a sobreestimar los requerimientos Césedesetal005 caital ara aquellos bancos que diversifican adecuadamente la cartera. Los distintos sectores de actividad están sujetos a ciclos y factores de riesgo diferentes, los cuales deberían modelarse or searado. Eisten trabajos Tasche005 que roonen modelos multifactoriales que recogen la diversificación de la cartera de la institución. estiman un modelo que se basa en lo que llaman un factor de diversificación, el cual es función de dos arámetros que caturan la concentración or tamaño y la correlación entre los sectores de actividad. se ocua también de los efectos de la P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 diversificación, rooniendo un modelo multifactorial que ermite incororarlos a través de un índice de diversificación, en donde se obtienen las contribuciones al VaR de cada factor. Los requerimientos de caital se ven significativamente reducidos cuando el ortafolio está bien diversificado. 3. Los coeficientes de correlación Otro factor que resulta determinante a la hora de calcular los requerimientos es la fórmula rouesta ara calcular los coeficientes de correlación. La misma asume que la relación entre la correlación entre activos y el tamaño de la emresa es ositiva, con el argumento de que las firmas más equeñas resentan mayor comonente de riesgo idiosincrático, y or tanto menor correlación con el factor de riesgo sistémico. La mayor arte de las investigaciones hasta el momento aoyan esta relación directa 4. Un argumento en contra uede recogerse del trabajo de Bernankeetal996, en donde sostienen que las emresas más grandes tienen acceso a los mercados financieros en caso de shocks negativos sobre la economía, mientras que las emresas medianas y equeñas no, y or tanto estas últimas serían las más euestas al estado de la economía. Los deudores con mayores costos de agencia en los mercados de crédito, que serían las emresas de tamaño menor, cargarán con los costos de las recesiones económicas, or el llamado flighttoquality. Otro suuesto detrás del cálculo DietschyPetey DüllmannyScheule003 es la eistencia de una relación negativa entre la PD y la correlación entre activos. A diferencia del lanteo anterior, no eiste consenso sobre la adecuación de este suuesto a la realidad. analizan dicha relación ara las emresas alemanas, y encuentran que ara algunas clases de emresas la misma no es clara. 003 estudiaron el comortamiento de emresas alemanas y francesas, llegando a resultados que contradicen lo rouesto or Basilea. En el caso de las emresas francesas, la relación entre PD y correlación no es negativa sino que tiene forma de U, en articular ara emresas medianas y grandes. Para las emresas alemanas encuentran una correlación ositiva ara las emresas equeñas y medianas, mientras que ara las grandes no se evidencia un 4 Dietsch y Petey 003, Düllmann y Scheule 003 3 P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO Año 007 UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Rosch00 comortamiento claro. Concluyen que los requerimientos ueden resultar muy altos ara emresas equeñas y medianas, donde la correlación es más baja. Otro conjunto de críticas que tiene que ver con este suuesto aarece or el lado de la modelización de la PD. sostiene que la evidencia Hamerleetal003 emírica muestra que la PD no es constante en el tiemo y que deende de las condiciones macroeconómicas, time or lo que hay que tener en cuenta el momento del ciclo en que se encuentra la economía. Esto reduciría la incertidumbre alrededor de la PD, y or lo tanto también las correlaciones y los requerimientos de caital. también introducen factores macroeconómicos en la estimación y modelan una PD deendent, obteniendo también correlaciones menores. Se critica entonces la sensibilidad que resenta el requerimiento de caital a la correlación entre los activos de las emresas; si la misma es más baja que la rouesta de Basilea, el requerimiento baja significativamente y viceversa. Resulta entonces clave la calibración de los arámetros, la cual se realizó con datos de los diez mayores suervisores G-0 y uede no adecuarse a la realidad de economías emergentes como la uruguaya. En articular, la onderación eonencial que se elige ara calcular los coeficientes arece resultar muy alta. El factor que determina la velocidad en la que la correlación va disminuyendo es establecido en k50, lo cual hace que la misma descienda muy ráido. Observando el gráfico siguiente, uede verse que al cambiar el Correlacionyvelocidaddeajuste Gráfica4 factor de ajuste la correlación se hace cada vez más suavizada, y el rango de correlaciones intermedias entre mínima y máima es mayor. Core lac ion0.3 0.5 K50 0. PD K40 0.5 K30 K0 0. K0 0.05 K5 0 0 0.05 0. 0.5 4 P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 3.3 Pérdida en caso de incumlimiento Altmanetal00 Resecto a la érdida en caso de incumlimiento, LGD, el Comité roone un valor determinístico, cuando uede ensarse que en realidad la misma es una variable aleatoria que toma valores entre 0 y, y Hillebrand006 que además eiste una relación de deendencia entre la LGD y la PD. encuentran que eiste una relación ositiva entre PD y LGD, y que no tenerla en cuenta uede subestimar los requerimientos, tanto or érdida eserada como ineserada. Los mismos factores que afectan a la PD, afectan también al LGD. roone un modelo ara estimar la LGD, la cual sostiene que es un factor determinante del riesgo del ortafolio y or tanto no es acertado tratarla como una roorción fija de la eosición. La misma es deendiente del estado de la economía y modelarla ajusta mejor las mediciones del riesgo de crédito. Por ejemlo durante un eríodo de recesión, el valor de las garantías disminuye considerablemente y or lo tanto el LGD es mucho mayor. Otra crítica que surge resecto a la alicación del modelo es que las instituciones no tendrán todas los mismos arámetros ara los deudores, es decir, deendiendo de los modelos que utilicen ara la estimación, ara un mismo deudor odrán eistir diferentes PD s, y también LGD s en el caso del IRB avanzado. 3.4 El nivel de significación El nivel de significación se fija en 99.9%, reconociendo que el mismo uede resultar alto. El argumento de Basilea es que dicha eigencia es tal ara cubrir osibles errores en la estimación del modelo or arte de las instituciones aquellas instituciones con modelos bien esecificados y calibrados se verían erjudicadas con mayores requerimientos que suuestamente no deberían tener. 5 P á g i n a

K requer RequerimientosdeKyniveldesignificacion Gráfica5 DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS de im ien to 0.00% 8.00% 6.00% 4.00%.00% 0.00% 8.00% 6.00% 4.00%.00% 0.00% PD 0 0. 0. 0.3 0.4 0.5 0.6 K 99.9% K 99% Año 007 Como odemos observar en la Gráfica 5, ante una baja en el nivel de confianza de 0.9%, el requerimiento resulta significativamente inferior. Este criterio conservador también se observa en los requerimientos de caital or riesgo de mercado que roone Basilea. Allí, el valor en riesgo se multilica or un factor mínimo de 3, el cual retende también reflejar errores en la esecificación del modelo. 4. Requerimientos rocíclicos? El comortamiento del sistema bancario es intrínsecamente rocíclico. Durante las etaas de eansión económica, los bancos están más disuestos a tomar riesgos, hay más acceso a los mercados de crédito y las tasas son más bajas or la mayor cometencia. Cuando la economía atraviesa fases recesivas, en cambio, las instituciones restringen el crédito, eigen más garantías y elevan el costo del crédito, dificultando el acceso y rofundizando la deresión económica. La medición del riesgo no escaa a este comortamiento, viéndose influida or las condiciones macroeconómicas eistentes. El rincial comonente de los requerimientos de caital en el método IRB es la robabilidad de default asignada a cada categoría crediticia. Dicha PD se determina mediante los modelos estructurales de riesgo de crédito, en base al valor de mercado de los activos de la emresa. Al basarse en la medida actual de los activos y las 6 P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 obligaciones, dicha PD estará condicionada a ese momento del tiemo. Durante un eriodo recesivo, or ejemlo, las tasas de interés aumentan, el valor de los activos de la emresa disminuye, la PD aumentará significativamente y con ella también lo hará el requerimiento de caital. Al utilizar la PD ointintime,el requerimiento de caital resulta rocíclico. Utilizar una PD que incorore más información que la actual uede atenuar los imactos de las fluctuaciones macroeconómicas throughthecycle. Considerar or ejemlo no sólo la situación actual del deudor, sino también las osibles transiciones en su clasificación, uede llevar a que un deudor que actualmente tenga una PD baja sea asignado a una categoría de riesgo mayor orque se esera que sus condiciones se deterioren durante el eríodo del crédito. Este enfoque no está eento de mostrar rociclicidad ya que las matrices de transición IRB.SegovianoyLowe00 también son variables en el tiemo y las robabilidades de deterioro aumentan durante las recesiones. Al resecto, diversos trabajos analizan el imacto de medir los requerimientos en Catarineu-Rabelletal00 función del riesgo, tal como lo lantea el método utilizan datos de los bancos meicanos ara la segunda mitad de la década del 90. De haberse alicado el método de ratings internos, el requerimiento de caital luego de la devaluación de 994 se hubiera casi dulicado ara la mayoría de los bancos. también llegan a la conclusión de que la utilización de modelos del estilo de Merton hace aumentar el requerimiento entre un 40% y un 50%, mientras Stein004 Kashyay que de utilizarlos ratings de la calificadora Moody s el aumento es significativamente menor, e incluso nulo. Según estos autores, la fuerte rociclicidad en los requerimientos uede causar severos efectos macroeconómicos, contrayendo el crédito durante las recesiones, eacerbando de esta forma la deresión. sostienen que el método que maea con una única función desde la PD a los requerimientos de caital es sub ótimo. Sus simulaciones sugieren, al igual que en los trabajos mencionados anteriormente, que los requerimientos del método IRB crean rociclicidad adicional y la misma uede ser muy grande, deendiendo de las características del ortafolio. Proonen, desde la ersectiva del lanificador social, incororar en la función objetivo la reocuación or asegurar la solvencia del sistema financiero, ero además la eficiencia del crédito. De este modo, resulta deseable tener 7 P á g i n a

DISTRIBUCIO DE PÉRDIDAS DE LA CARTERA DE CRÉDITOS: EL METODO UIFACTORIAL DE BASILEA II VS. ESTIMACIOES O PARAMETRICAS Año 007 una familia de funciones onderadoras de riesgo que resulten en requerimientos menores cuando las condiciones de la economía se deterioran disminuyendo el nivel de significación, tolerando así una mayor robabilidad de default en los malos tiemos. Los restantes comonentes del IRB resentan también deendencia de las condiciones macroeconómicas. Al igual que la PD, la érdida en caso de incumlimiento LGD se ve afectada or factores sistémicos. Como se mencionaba más arriba, en eríodos de crisis el valor de las garantías cae y or ende el LGD es mayor. Eistiría entonces una correlación negativa entre las condiciones macroeconómicas y el LGD, que debería recogerse en los modelos de riesgo de crédito, ya que la misma imacta sobre érdida eserada. La eosición al default EAD tiende a aumentar en las fases recesivas de ciclo. Los deudores hacen mayor uso de las líneas de crédito disonibles, verificándose un aumento de la eosición, que aumenta el requerimiento de caital en la fase baja. El vencimiento también cambia con el estado de la economía: durante una crisis los bancos thecycle through no renuevan las líneas y los vencimientos son más cortos ara evitar los requerimientos de caital adicionales or el deterioro de las condiciones del deudor. GordyyHowells004 Esto amlifica la caída de la economía, vía reducción de la oferta de crédito. Desde los lanteos ara eliminar la rociclicidad, incororar medidas de la PD reduciría la volatilidad en los requerimientos, haciendo que los mismos no acomañen las distintas fases del ciclo. advierten que esta reducción en la volatilidad tiene ciertos costos imortantes. Los cambios en los requerimientos de caital no estarán correlacionados con throughthecycle los cambios en el caital económico del banco, y or lo tanto no hay forma de inferir este último a artir del caital regulatorio. Los distintos agentes del mercado ricing no ueden monitorear los riesgos que los bancos están tomando, dificultando el cumlimiento del objetivo establecido en el Pilar 3. Además, dado que los ratings son menos sensibles a las condiciones del mercado, resultan oco útiles ara seguir olíticas activas de manejo de riesgos, así como ara realizar un de acuerdo al riesgo. Otra osibilidad es un cambio en la fórmula que haga que los requerimientos sean menos variables. Sin embargo, cuando la reducción es equeña, la misma imacta en forma uniforme ara todos los réstamos, or lo que no aorta mucho al objetivo 8 P á g i n a