El análisis de la prima de riesgo y su modelación en una forma estructural no está vinculado dentro de un marco específico de teoría económica y, por ende, su incidencia en la economía es poco predecible (Iranzo, 2008). La estimación de la prima de riesgo no tiene una única metodología, y por ello su determinación depende de la calificación del riesgo, el cual, a su vez, depende del riesgo político, el riesgo económico y los riesgos naturales. Sin embargo, varias entidades financieras, y en especial las del sector bancario, se apoyan en diferentes instrumentos analíticos, estadísticos y econométricos para determinar el riesgo país (Iranzo, 2008).

Los efectos de la prima de riesgo en la economía se han analizado explícitamente en la literatura a través de modelos econométricos (Eraker & Wang, 2015). El efecto más estudiado ha sido la incidencia de las variaciones de la prima de riesgo sobre el tipo de interés y la inflación. En el trabajo de Pienika (2014), dichas variaciones provocan una disminución tanto de la inflación como del tipo de cambio. Sin embargo, Melo y Riascos (2004) encontraron que un choque en la prima de riego genera un aumento del tipo de interés y una disminución inicial de la inflación con posterior tendencia creciente, lo cual es confirmado en Gelain (2010) con la relación positiva entre el choque de prima de riesgo, el tipo de interés y la inflación. Esta tendencia en el análisis, junto a la dificultad para identificar el mecanismo de transmisión de los choques de riesgo país en un modelo estructural lleva a preguntarse: ¿Cuáles son los efectos de los cambios en la prima de riesgo de Colombia sobre las diferentes variables macroeconómicas?

El problema de investigación hace necesario utilizar un modelo de equilibrio general dinámico y estocástico (DSGE: dynamic stochastic general equilibrium, en inglés) para analizar las fuerzas económicas que hay detrás de los movimientos en las primas de riesgo de los bonos y su influencia en los agregados macroeconómicos. La construcción del modelo se justifica en la poca atención que se le ha dado en la literatura a la prima de riesgo y a su papel como determinante del comportamiento de diversas variables macroeconómicas. En particular, es necesario identificar el canal de transmisión en las economías emergentes como la colombiana.

La inclusión de la prima de riesgo en modelos DSGE se ha realizado en trabajos como el de Rudebusch y Swanson (2008), en donde se define una economía de producción y se explica cómo las primas de riesgo tienen incidencia directa sobre variables financieras como el patrimonio, los bonos reales, los bonos nominales y los tipos de cambio. Por otro lado, Graeve, Dossche, Emiris, Sneessens y Wouters (2010) analizan de manera explícita modelos financieros en los cuales la prima de riesgo y el precio de los riesgos observados durante la contratación de trabajadores tienen un papel importante en la estabilidad financiera de la economía. En esta línea de trabajo, Papantonis (2016) determina las implicaciones de capturar la volatilidad de la prima de riesgo a través de un modelo autorregresivo de heterocedasticidad condicional generalizado (GARCH) y de incluirlo en un DSGE. Con el mismo método, Posch (2009) demuestra cómo las no linealidades y no normalidades son importantes para generar predicciones: el autor observó empíricamente hechos estilizados de la prima de riesgo y confirmó que estas características 136 137 claves pueden explicar el puzzle de prima de acciones y el comportamiento variable en el tiempo de la prima de riesgo. Para esto empleó soluciones explícitas de modelos DSGE, donde observó que las no linealidades pueden generar variaciones en las primas de riesgo que son observables. Los DSGE formulados en Colombia, tales como los de González, Mahadeva, Prada y Rodríguez (2011), González, et al. ( 2014), y Suescún y Steiner (2017), han involucrado la dinámica de la prima de riesgo al interior de los modelos, pero no identifican la trayectoria del shock sobre las demás variables.

La estructura del modelo que aquí se emplea se basa en los trabajos de Alendal (2008) y Vallejos y Navia (2016), los cuales comparten elementos fundamentales. Dicho modelo asume una economía pequeña y abierta con mercados de bienes no competitivos y rigideces nominales. Lo último implica que existen rigideces salariales, considerando el supuesto de que los hogares delegan en un sindicato el poder de negociar salarios cada periodo (Galí, 2008). Se modela el comportamiento de los hogares, las empresas, el sector externo y el banco central. Así mismo, el shock en el riesgo país se define como una función de la capacidad de las empresas y hogares para obtener financiamiento externo (nivel relativo de activos externos netos), por lo que las condiciones de la cuenta corriente determinan la dinámica de la prima de riesgo. No se incluyen directamente las decisiones del gobierno, pero en la dinámica de la cuenta corriente el ahorro del gobierno, del sector privado y el externo es relevante, por lo que un mayor déficit fiscal implica menor ahorro interno y una mayor necesidad de financiamiento externo (déficits gemelos)

Las ecuaciones provienen de la solución de problemas de optimización de agentes y de formulaciones ad hoc, lo cual define al modelo analizado como un DSGE semiestructural. Además, se incluye formación de hábitos en el consumo, los cuales son incluidos para replicar la persistencia empírica de los datos. El listado de variables y parámetros se define en la Tabla 1.

Tabla 1 Tabla 1 Lista de símbolos y convenciones del modelo

Variable Parámetro	Descripción
Canasta de consumo
	Canasta de consumo del bien producido domésticamente
	Canasta de consumo del bien importado
	Elasticidad de sustitución entre variedades de bienes y servicios nacionales
	Elasticidad de sustitución entre variedades de bienes y servicios extranjeros
	Elasticidad de sustitución entre bienes de consumo nacionales e importados
	Paramento indicativo del grado de apertura de la economía nacional al resto del mundo
	Gasto total de los hogares
	Nivel de precios de bienes domésticos
	Precio de bienes importados
	Índice de precios mundiales
	Tipo de cambio nominal
	Precios agregados “nivel general de precios”
Inflación y tipo de cambio real
	Tasa de inflación
	Tasa de inflación doméstica
	Tasa de inflación importada
	Términos de intercambio
	Tipo de cambio real
Banco central
	Tasa de interés nominal
	PIB potencial
	Tasa real esperada
	Inflación esperada
	Peso de la brecha del interés pasado en la relación de la tasa de política
	Peso de la brecha de la inflación en la reacción de la tasa de política
	Peso de la brecha del producto en la reacción de la tasa de interés de política
Ecuación de la paridad de los activos
	Nivel de activos en forma de bonos
	Nivel de producción agregado de la economía
Paridad de tasas de interés y prima de riesgo
	Prima de riesgo
	Elasticidad de la prima de riesgo
	Nivel de activos agregado del exterior en forma de bonos en estado estacionario
	Shock estocástico en prima de riesgo
	Tasa de interés nominal del extranjero
Los hogares
	Ajuste de hábito de consumo
	Inverso de la elasticidad de sustitución intertemporal
	Elasticidad, oferta de trabajo
	Factor de descuento intertemporal
	Cantidad de horas trabajadas
	Salario real
	Salario nominal
	Gasto de los hogares
Inversión y capital
	Función de inversión
	Función de tasa de interés entre el interés nacional y extranjero
	Elasticidad de la inversión respecto al interés total
	Función de capital
	Tasa de depreciación física del capital
Las empresas
	Elasticidad del nivel de producción respecto al capital
	Número total de horas dedicadas a trabajar
	Productividad marginal del trabajo
	Estado de la tecnología o productividad total de los factores
	Costo marginal
	Parámetro asociado a la rigidez de precios
Sector externo
	Importaciones
	Exportaciones
	Balanza comercial
	Elasticidad de las exportaciones frente a la economía externa
	Elasticidad de la sustitución de bienes del extranjero
Condición de equilibrio
	Parámetro de ajuste a la inversión
Shock
	Parámetro de persistencia de ajuste al shock en prima de riesgo
	Parámetro de persistencia de ajuste al shock tecnológico

elaboración propia

La calibración del modelo incorpora información de la economía colombiana entre el primer trimestre de 2005 y cuarto trimestre de 2017. Se establece el estado estacionario en el cual se elimina el parámetro temporal de las variables del modelo, y de esta forma es posible despejar de las ecuaciones resultantes los parámetros fundamentales y encontrar su valor a partir de la evidencia empírica de las series temporales observadas. Algunos parámetros son establecidos a partir de una colección de artículos similares, donde se exponen condiciones económicas y modelos DSGE para Colombia que hacen referencia a aspectos semejantes a los de este trabajo. La tabla 3 muestra el resumen de los parámetros calibrados.

Tabla 3 Tabla 3 Valores de los parámetros del modelo

Origen	Parámetro	Valor
Consumo		0,4000
		1,5000
Banco central		0,0198
		1,0070
		1,5000
		0,5000
		0,0295
		0,0344
Paridad de tasas de interés y prima de riesgo		0,4510
		0,0342
Hogares		1,6000
		2,0000
		0,2572
		0,9456
Inversión y capital		0,0287
		0,2965
Empresas		0,5963
		0,7500
Sector externo		0,1000
		2,1400
Equilibrio		0,0074
Choque autorregresivo		0,8600
		0,1000
		0,7610
		0,1000

elaboración propia.

Los parámetros involucrados para el consumo son: α es el grado de apertura de la economía nacional con el resto del mundo. Este indicador se define como el porcentaje que supone los flujos del comercio exterior (exportaciones e importaciones en el total del PIB); es decir, α = X+IM Y , el cual es 0,4 tomando datos del Banco de la República de Colombia correspondientes al año 2017. Además, e es la elasticidad de sustitución entre bienes de consumo nacionales e importados (valor tomado de Suescún y Steiner, 2017).

Los parámetros involucrados para el banco central son tomados del Banco de la República, donde r es el logaritmo de la tasa de interés real esperada y, según el Banco de la República, para Colombia es 2 %. Según Gil (2015), el peso de la brecha de la inflación en la reacción de la tasa de política es 1,5 y el peso de la brecha PIB a la reacción de política es 0,5. Finalmente, de acuerdo al comunicado de 2017 del Banco de la República, el PIB potencial para Colombia crece 3,5 %.

Por el lado de los parámetros de la paridad de tasas de interés y prima de riesgo, la elasticidad de la prima de riesgo con respecto al endeudamiento externo µ es tomado de Suescún y Steiner (2017). El indicador más utilizado para medir la prima de riesgo en mercados emergentes es el EMBIG (Emerging Markets Bonds Index Global), medido por el banco JP Morgan Chase. En la figura 1 se observa el comportamiento del indicador de prima de riesgo, el cual se eleva en momentos de incertidumbre cuando el apetito por el riesgo de los inversiones se reduce (posterior a las crisis de 2018 se eleva) o cuando existe una mayor presión desde la cuenta corriente (el deterioro de los términos de intercambio eleva la prima de riesgo).

Figura 1 Figura 1 Comportamiento del EMBIG datos del JP Morgan Chase (2018)

Para la calibración se considera el promedio del EMBIG, que es equivalente a 0,02204 (220 puntos básicos), por lo que se reescribe en estado estacionario como . Ahora, en la ecuación (8) se considera como la tasa promedio de los títulos de deuda pública interna (TES) a 10 años

Los parámetros de las ecuaciones de los hogares se toman de diferentes estudios, γ y ε son calculados por Hernández (2013), η determinado por Bonaldi, González y Rodríguez (2010), y β se deduce del estado estacionario β = 1 1 + i , donde i=0.0575 es el promedio del tipo de interés fijado por el Banco de la República.

De otro lado, la tasa de depreciación física del capital σ es tomada de Hernández (2013), dondePara poder realizar el cálculo se requiere la ecuación a partir de i = 0 , 0 5 7 5 y i * = 0 , 0 1 5 , que se toma de la Reserva Federal de Estados Unidos. Además, el parámetro δ es determinado por Bonaldi et al. (2010), y ρ por Hernández (2013).

Los parámetros del sector externo son: ϕ es la elasticidad de las exportaciones frente a la economía externa, y será de 0,1, y e * es la elasticidad de la sustitución de bienes del extranjero, datos tomados de Santana (2016). Finalmente, , donde σ = 0 , 0 2 8 7 ,K = 1 1 7 . 2 7 6 , y Y = 4 5 2 . 5 9 2 .

Por último, los parámetros de persistencia de los choques siguen un proceso autorregresivo de orden uno para la prima de riesgo y uno de orden dos para la tecnología. Se toma de Hernández (2013) la persistencia de ajuste al shock tecnológico, que es 0,86, y su desviación estándar, que es 0,1. La persistencia del shock de prima de riesgo se estima mediante un modelo autorregresivo integrado de promedio móvil con datos trimestrales del EMBI; de lo cual se obtuvo que χ r = 0 , 7 6 1 y una desviación estándar de 0,1. Esto se hace sobre la especificación econométrica de cada una de las variables, que en este modelo corresponde a las versiones log-lineales.

El modelo se resolvió de manera lineal en Dynare[3]. Allí todas las variables son medidas como desviaciones de su tendencia, la cual se obtuvo mediante el filtro de Hodrick-Prescott con un parámetro de suavización de 1600, indicando con esto que los periodos de análisis en los resultados y funciones de impulso-respuesta están dados en trimestres. Las gráficas de impulso-respuesta trazan la réplica de cada variable al choque en prima de riesgo y de las implicaciones de los choques tecnológicos (incluidos en los anexos). Las Figuras 2 y 3 muestran los resultados en términos de desviaciones del estado estable para cada una de las variables (en puntos porcentuales trimestrales).

Para este artículo se planteó un shock positivo del 10 % sobre la prima de riesgo (Figura 2). Como dicha prima es un componente de la variedad de las tasas de interés, entonces este choque impacta inicialmente la tasa de interés interna, lo que a su vez hace que esta varíe, inicialmente, en una proporción del 3,3 % respecto a su estado estacionario (Figura 3). Este impacto es menor al choque inicial en la prima de riesgo, debido a las características de la economía colombiana, ya que esta presenta un grado de elasticidad en prima de riesgo relativamente bajo —menos de 0,5— respecto al exterior. Luego la tasa de interés presenta una disminución gradual, hasta que en el cuarto y quinto trimestre de esta disminución llega a ser máxima y alcanza una variación de alrededor del -0,4 %. El resultado se debe a que los efectos del shock sobre la prima de riesgo se tornan negativos después del cuarto trimestre, hasta volver al estado estacionario; a partir del quinto trimestre el tipo de interés comienza una recuperación gradual, por lo que alcanza su estado de equilibrio alrededor del trimestre doce, esto en virtud del hecho de que el riesgo ahora es menor y se estabiliza alrededor del mismo trimestre.

Figura 2 Figura 2 Proceso de ajuste de un shock en prima de riesgo elaboración propia.

Ahora, como las tasas de interés nominales en el país y en el exterior están determinadas por las respectivas reglas de política monetaria, la prima de riesgo tiene un efecto principal en la tasa de cambio y en los términos de intercambio, debido principalmente a la existencia de un escenario de tipos de cambio flexible y movilidad de capitales dentro de la economía colombiana; por lo tanto, el shock positivo en prima de riesgo genera que, inicialmente, los términos de intercambio se eleven positivamente alrededor del 1,75 % (Figura 2), y que luego desciendan rápidamente hasta el quinto trimestre, punto de inflexión donde se presenta una recuperación hasta alcanzar su estado de equilibrio en el trimestre doce. El trasfondo económico detrás de este hecho es que el aumento en la prima de riesgo país produce una depreciación de la moneda nacional, como se observa, y dicha depreciación actúa como un amortiguador (López et al., 2008). La situación mencionada también desfavorece a las importaciones, ya que los términos de intercambio aumentan. Lo anterior implica directamente que los precios de importación aumenten, y esto se refleja en una disminución alrededor del 3,75 % en las importaciones. Es de resaltar que el consumo importado presenta una recuperación muy rápida, tal como se evidencia en la pendiente de la gráfica de impulso respuesta; tal es así que a partir del tercer y cuarto trimestre alcanza su estado estacionario y se genera un aumento máximo en las importaciones del 1 % alrededor del quinto trimestre, tendiendo nuevamente a estabilizarse alrededor del doceavo trimestre, como es tendencia en el modelo.

Figura 3 Figura 3 Transmisión del shock en prima de riesgo sobre las variables elaboración propia

Por otro lado, la depreciación de la moneda, reflejada en el aumento de los términos de intercambio, genera un favorecimiento en las exportaciones, que en este caso particular es, inicialmente, de alrededor del 0,38 %, posteriormente alcanza su máximo de 0,4 % en el segundo trimestre, donde se está presentando una tendencia decreciente y se mantiene siempre inferior a su estado de equilibrio. Esto, en conjunto con las importaciones, primero genera un aumento del 1,7 % en la balanza comercial (Figura 3), y luego genera una reducción gradual en esta hasta el quinto trimestre del -0,4 %, para que después tienda hacia su estado de equilibrio alrededor del trimestre catorce.

Como ya se mencionó, los shocks en prima de riesgo tienen un papel importante en el comportamiento de la tasa de interés, y estas variaciones se han relacionado con movimientos directos que se reflejan en las tasas de inflación (Rudolf & Zurlinden, 2014). En este modelo se evidencia que la inflación total presenta una variación de alrededor 1,2 %, y la inflación doméstica una variación del 0,4 %; esto muestra una disminución gradual de dichas tasas hasta el segundo y tercer trimestre luego de los cuales entran en un periodo de recuperación y tienden a su estado estacionario a partir del sexto trimestre. Esto es debido a que inicialmente el shock genera movimientos por encima de la media (Soares, Portugal & da Silva Bejarano, 2016), lo que indica que la política monetaria responde elevando las tasas de interés, pero con el deterioro gradual del shock a partir del primer trimestre se genera una recuperación acelerada de dichas tasas como respuesta a la política acelerada de meta de inflación que se tiene para Colombia.

En lo referente al consumo total y al consumo doméstico se presenta una disminución en su variación porcentual alrededor del -2,1 % y del -1,2 %, respectivamente (mucho menor que la variación del consumo importado); luego, presenta una recuperación gradual hacia el quinto trimestre del 0,5 % y del 0,4 %. A partir de este punto crítico las curvas presentan una tendencia decreciente a sus estados estacionarios respectivos alrededor del trimestre catorce para ambos casos. Este comportamiento es muy usual, y se debe, en primer lugar, a que los modelos con presencia de rigideces de precios típicamente conducen a un menor pass-through en el consumo doméstico (Bergholt, 2015), y, en segundo lugar, al ajuste en la tasa de interés, debido a que el shock en prima de riesgo genera una forma de campana asimétrica positiva (Figura 3). Este perfil de consumo es dado, principalmente, por un comportamiento inercial generado por la rigidez de precios y salarios (tal como se presentan en la economía colombiana), lo que refleja la incapacidad de pasar rápidamente del consumo al ahorro en respuesta a la variación repentina en el tipo de interés. Como consecuencia, la demanda de todo tipo de bienes en la canasta de consumo disminuye, particularmente la de productos extranjeros.

El shock señalado induce también a un aumento en la producción, lo que genera un aumento en la cantidad de trabajo requerido en la economía; a su vez el shock en prima de riesgo genera una percepción de deterioro de la economía doméstica y conduce a una salida de capital financiero. Lo anterior se refleja en la depreciación de la moneda y en el aumento de la tasa de interés a largo plazo, lo que dificulta el consumo; sin embargo, la depreciación mejora las exportaciones netas, y esto resulta en un crecimiento del PIB y, como consecuencia, en un aumento de la inflación. En ese sentido, la desviación de la inflación de su meta ocasiona que el banco central eleve las tasas de interés a corto plazo para limitar así el crecimiento del PIB y presionar al descenso de la inflación. Lo anterior ocasiona que la producción y la cantidad de trabajo disminuyan rápidamente hasta el quinto semestre, y a partir de este punto comienza una mejora que les permite a las variables tender hacia su estado estacionario. Similar a los resultados de Bergholt (2015), a partir del trimestre catorce existe esta misma tendencia para la mayoría de las variables, debido a que la menor demanda de consumo incide en la inflación total. Esto es particularmente relevante para las empresas, las cuales suministran la mayoría de los bienes y servicios de consumo nacional, y por esto afectan el PIB. De hecho, la disminución agregada en la absorción doméstica es lo suficientemente grande como para contraer el PIB y, por ende, la demanda de trabajo. Sin embargo, con la simple observación del proceso optimizador las empresas ajustan los precios, y con esto pueden responder de manera adecuada a la depreciación que se genera inicialmente (Amano & Shukayev, 2012). Esto significa que la dinámica de pass-through es incompleta en las empresas.

De igual manera, un aumento en la prima de riesgo, causado por el shock positivo, provoca una depreciación de la moneda (aumento en la tasa de cambio) y, como ya se dijo, esto conduce a un aumento en la relación de intercambio. A su vez, dicho aumento produce una expansión en los ingresos externos por exportaciones y una disminución en la inversión (Posch, 2009). En ese sentido, se evidencia que, debido al shock, el riesgo aumenta alrededor de 5 puntos porcentuales, lo que origina una mayor probabilidad de default, con lo cual la prima de riesgo se reduce. Sin embargo, esta se mantiene por encima del estado estacionario en los primeros cuatro trimestres, y desciende muy poco hasta recuperase y situarse en su estado estacionario anterior. Esto conduce una dinámica en la cual se disminuye el financiamiento externo, debido también, en cierto grado, a las rigideces en los precios de la economía. Pero no es rentable para los inversionistas otorgar recursos, al reducir los ingresos aproximadamente en los primeros trimestres, presionando también la caída en la formación de capital. Por lo tanto, la dinámica después del impacto inicial es así: el crecimiento del PIB es menor y converge al estado estacionario anterior al shock positivo sobre la prima de riesgo, debido a una tasa de interés interna más alta generada por el choque, lo que reduce el consumo interno, la demanda de inversión y con esto la formación de capital.

Figura 4 Figura 4 Resumen del shock en prima de riesgo elaboración propia

De otra parte, el shock auxiliar tecnológico del 10 % (ver anexo 2) genera una variabilidad inicialmente positiva alrededor del 1,7 % sobre la prima de riesgo y una reducción gradual cercana a 0,55 %; a partir de ahí, se presenta una recuperación en la prima de riesgo con tendencia hacia su estado estacionario, el cual se alcanza después de catorce trimestres. Al mismo tiempo, se observa una disminución en la variación de la tasa de interés, que es el principal canal de transmisión de la prima de riesgo, donde dicha variación es de 3,2 %, y una posterior recuperación gradual. La explicación se justifica en lo que señalan Vallejos y Navia (2016), quienes aseguran que los shocks tecnológicos impactan al mismo tiempo la productividad, por lo que se reducen los costos marginales de estos bienes y se afecta negativamente la inflación de bienes domésticos. Por otro lado, la reducción de la inflación doméstica reduce la inflación total, lo que motiva una reducción de la tasa de interés nominal por parte del banco central. En consecuencia, cuando el banco central reduce la tasa de interés real, se genera una depreciación real vía la paridad de tasas de interés, y como la prima de riesgo es parte fundamental de esta, expande su variación ante una respuesta a la reducción del tipo de cambio y a la situación económica después del shock tecnológico. Por lo tanto, a partir de este hecho se eleva el valor de las exportaciones, mientras que los consumidores aumentan el consumo total.

En esta investigación se formuló un modelo de equilibrio general dinámico y estocástico para la economía colombiana. El modelo posibilitó un acercamiento al impacto de un choque en prima de riesgo sobre los principales agregados macroeconómicos. La principal conclusión respecto de los resultados de este trabajo sugiere que es necesario considerar cuidadosamente los shocks de prima de riesgo, puesto que un shock se refleja en una mayor depreciación nominal y real, como también en un aumento de la tasa de política monetaria. En otras palabras, la evidencia permite concluir que para Colombia los shocks en prima de riesgo explican una parte importante de la variabilidad en la tasa de cambio. Adicionalmente, estos cambios provocan en el corto plazo una reasignación importante de recursos en todos los sectores.

La dinámica se debe a que el ajuste del tipo de cambio no absorbe todo el diferencial de tasas internas y externas creadas por el aumento de la prima de riesgo. Entonces, el aumento del tipo de interés, combinado con una depreciación nominal y real, crea unas condiciones favorables para el sector exportador. Al aumentar las exportaciones y disminuir las importaciones disminuye el consumo total, y como dicha disminución es menor a la de la balanza comercial se genera una brecha positiva de la producción. Por otro lado, la depreciación de la moneda impacta en los costos marginales de las empresas, lo cual disminuye el nivel de salarios. Lo anterior genera que se acumulen activos externos netos que presionan la desaparición del shock (mejora en la cuenta corriente).

Con respecto a la tendencia de las variables a su estado estacionario, se concluye que el impacto real del shock en prima de riesgo sobre la economía es en cierto grado absorbido por todos los sectores en los primeros cuatro trimestres. A partir del cuarto trimestre se tiene un punto de inflexión donde la economía comienza a recuperarse, y alrededor de catorce trimestres después se llega al estado de equilibrio. Esto se debe al grado de dependencia de la economía colombiana a la calificación de la prima de riesgo, y, por esta razón, se debe considerar como un elemento importante la elasticidad de prima de riesgo. La reducción de la elasticidad de prima de riesgo se puede lograr mediante dos caminos principales: primero, la mayor estabilidad de las variables macroeconómicas y, segundo, mediante la mayor proporción de inversión extranjera en el país, con el fin de ampliar la liquidez de moneda extranjera.

A pesar de la amplitud en los análisis, los resultados obtenidos son consistentes con los obtenidos por autores como Posch (2009), Bergholt (2015), Ramírez y Torres (2013) y Pienika (2014) a nivel mundial, puesto que en Colombia no se ha abordado directamente los efectos de la prima de riesgo sobre los agregados macroeconómicos con modelos DSGE. Sin embargo, el modelo puede ser extendido y utilizado para analizar el comportamiento de los sectores económicos y la dinámica explícita del gobierno.