B GIÁO DC VÀ ÀO TO
TRNG I HC KINH T TP. H CHÍ MINH
PHAN THANH TÙNG
NGHIểN CU PHN BÙ RI RO TRONG
TRNG THÁI NGANG GIÁ LÃI SUT KHÔNG
PHÕNG NGA
Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng
εư s: 60γ40β01
δUζ Vζ THC S KIζH T
ζgi hng dn khoa hc
PGS.TS ζGUYζ TH LIÊN HOA
TP.H CHÍ MINH - 2014
LI CAM OAN
Tôi cam đoan đây là công trình nghiên cu ca riêng tôi. Các s liu, kt qu
nêu trong bài nghiên cu là trung thc và cha tng đc công b trong bt k
công trình nghiên cu nào khác.
Tác gi đ tài nghiên cu
(ký và ghi rõ h tên)
Phan Thanh Tùng
MC LC
TRANG PH BÌA
LI CAM OAN
MC LC
DANH MC CÁC T VIT TT
DANH MC CÁC BNG
DANH MC HÌNH
TÓM TT TÀI 1
CHNG 1: GII THIU 2
1.1 Lý do thc hin đ tài 2
1.2 Mc tiêu nghiên cu 3
1.γ Phng pháp nghiên cu 3
1.4 Phm vi nghiên cu 4
1.5 Kt cu bài nghiên cu 4
1.6 óng góp ca bài nghiên cu 4
CHNG 2: Lụ THUYT “NGANG GIÁ LÃI SUT KHÔNG PHÒNG
NGA” VÀ CÁC NGHIểN CU LIÊN QUAN 6
2.1 Lý thuyt “ζgang giá lưi sut không phòng nga” 6
2.2 Các nghiên cu trc đây v “ζgang giá lưi sut không phòng nga” 9
2.3 Gii thích đ lch khi “ζgang giá lưi sut không phòng nga” 13
2.3.1 K vng không hp lý 13
2.3.2 Phn bù ri ro thay đi theo thi gian 14
2.3.3 Mi quan h phi tuyn 21
2.4 Hiu qu ca mô hình D phng sai t hi quy thành phn tng quát –
CGARCH trong nghiên cu thc nghim 21
CHNG 3: PHNG PHÁP NGHIểN CU VÀ D LIU 23
3.1 Kim đnh tính dng trong trng hp có xét đn “đim gãy cu trúc” 23
3.2 Mô hình D phng sai t hi quy thành phn tng quát – CGARCH 25
3.3 Xây dng mô hình nghiên cu thc nghim 32
3.4 Tin trình nghiên cu thc nghim 38
3.5 Mô t bin nghiên cu và ngun d liu 39
CHNG 4: KT QU NGHIÊN CU THC NGHIM 41
4.1 Kt qu kim đnh tính dng 41
4.2 Kt qu kim đnh “ζgang giá lưi sut không phòng nga” bng phng pháp
Bình phng nh nht 43
4.3 Kt qu kim đnh “ζgang giá lưi sut không phòng nga” bng mô hình
CGARCH-M 46
CHNG 5: KT LUN VÀ HNG PHÁT TRIN CA BÀI
NGHIÊN CU 59
5.1 Kt lun 59
5.2 Hn ch và hng phát trin 59
DANH MC TÀI LIU THAM KHO
PH LC
DANH MC CÁC T VIT TT
ADF Dickey-Fuller Hiu chnh (Augmented Dickey-Fuller)
ARCH D phng sai t hi quy (Autoregressive Conditional
Heteroskedasticity)
CGARCH D phng sai t hi quy thành phn tng quát (Component
Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity)
CGARCH-M D phng sai t hi quy thành phn tng quát trong trung bình
(Component Generalized Autoregressive Conditional
Heteroskedasticity in Mean)
DF-GLS Dickey-Fuller Bình phng nh nht tng quát (Dickey-Fuller
Generalized Least Squares)
GARCH D phng sai t hi quy tng quát (Generalized Autoregressive
Conditional Heteroskedasticity)
IRP Ngang giá lãi sut (Interest Rate Parity)
MAS ζgân hành trung ng Singapore (εonetary Authority of
Singapore)
OECD T chc Hp tác và Phát trin kinh t (Organisation for Economic
Co-operation and Development)
OLS Phng pháp Bình phng nh nht (Ordinary Least Square)
UIP Ngang giá lãi sut không phòng nga (Uncovered Interest rate
Parity)
USD ng đô la M (United States dollar)
DANH MC CÁC BNG
Bng 3.1: Tng hp các bin nghiên cu đc s dng và phng pháp tính 40
Bng 4.1: Kt qu kim đnh tính dng ca chui gc ………… … 41
Bng 4.2: Kt qu c lng UIP bng phng pháp OδS ……… … 44
Bng 4.3: Kt qu kim đnh Wald cho mô hình OδS ………… … …… 45
Bng 4.4: Kt qu kim đnh hin tng t tng quan ca phn d … …. 46
Bng 4.5: Kt qu kim đnh hiu ng ARCH 46
Bng 4.6: Kt qu c lng mô hình CGARCH-M 47
Bng 4.7: Kt qu kim đnh Wald cho mô hình CGARCH-M 49
Bng 4.8: So sánh mc đ bn vng ca thành phn ngn hn và dài hn ca bin
đng t giá hi đoái 51
DANH MC HÌNH
Hình 2.1: : Giá tr c lng ca h s trong γ giai đon khác nhau 6 quc gia
OECD ……… ………. 10
Hình 4.1: Kt qu kim đnh nghim đn v bng phng pháp Perron (1997) đi
vi bin chênh lch lãi sut ca Thái Lan ……… 4β
Hình 4.β: th chênh lch lãi sut gia Thái Lan và M, giai đon Q1/1992 –
Q1/β01γ……………………… …… 4γ
Hình 4.3: T giá hi đoái đng ringgit Malaysia và baht Thái Lan so vi dollar M
trong giai đon Q1/1998 – Q4/β006 …………….……… … 5γ
Hình 4.4: lch chun có điu kin ca bin thay đi t giá hi đoái các quc
gia, đc c lng bi mô hình CGARCH-M 56
1
TÓM TT TÀI
Mc tiêu ca nghiên cu này là nhm phân tích tác đng ca phn bù ri ro
thay đi theo thi gian trong trng thái “ζgang giá lưi sut không phòng nga”. εô
hình CGARCH-ε đc áp dng nhm mô hình hóa đ bin đng ca t giá hi
đoái, trong đó bin đng này s tuân theo mt xu hng dài hn, và tn ti nhng
dao đng trong ngn hn lch khi xu hng này. Kt qu nghiên cu cho thy h
s c lng tng ng vi bin chênh lch lãi sut nhn giá tr âm, có ngha khi
lưi sut ni đa tng cao hn so vi nc ngoài thì đng ni t li tng giá, cho thy
din bin t giá thc t lch khi d báo ca lý thuyt UIP. ng thi, phn bù ri
ro có tn ti tt c các quc gia đc nghiên cu, cho thy phn bù ri ro có vai
trò quan trng, cn đc quan tâm trong các mô hình nghiên cu lý thuyt cng nh
thc nghim v t giá hi đoái. ζgoài ra, d liu t các quc gia đang phát trin
cng không th cho thy s tn ti ca UIP nh mt s các nghiên cu trc đư gi
ý.
2
CHNG 1: GII THIU
1.1 Lý do thc hin đ tài
Vi s phát trin ca th trng tài chính quc t và xu hng toàn cu hóa,
dòng chu chuyn vn quc t gia các quc gia trên th gii đc đy mnh thông
qua vic giao dch các tài sn tài chính. Do đó, các lý thuyt v ngang giá lãi sut
đóng vai trò nn tng cho các quyt đnh ca các nhà đu t. Trong đó, “ζgang giá
lãi sut không phòng nga” (Uncovered Interest rate Parity - UIP) là mt trong
nhng lý thuyt quan trng nht đc s dng trong nghiên cu tài chính quc t và
kinh t v mô, đng thi là gi đnh ch cht trong nhiu lý thuyt v xác đnh t giá
hi đoái.
Theo lý thuyt này, khác bit v lãi sut gia hai quc gia s đc bù tr bng
thay đi trong t giá hi đoái gia đng tin ca hai quc gia đó. C th, nu mt
quc gia có lãi sut cao tng đi so vi quc gia khác thì đng tin quc gia đó s
gim giá tng đng vi chênh lch lãi sut, dn đn vic đu t ra nc ngoài
nhm tn dng mc lãi sut cao s to ra t sut sinh li bình quân vn bng vi t
sut sinh li thu đc khi đu t trong nc. Tuy nhiên, trên thc t, nhng đng
tin ca các quc gia có lãi sut thp có khuynh hng gim giá so vi đng tin
ca các quc gia có lãi sut cao. Hin tng này đc xác nhn bi nhiu nghiên
cu tin hành vi nhiu quc gia và trong nhng khung thi gian khác nhau, cho
thy có s mâu thun gia bng chng thc nghim và nhng d báo ca lý thuyt
UIP. Nhìn chung vn cha có s thng nht trong vic gii thích s tht bi ca
UIP. Trong bi cnh đó, lý thuyt UIP cn đc tip tc nghiên cu k lng nhm
đa ra đc mt kt lun thng nht cho s tn ti ca lý thuyt này.
Nghiên cu thc tin nhm gii thích tht bi ca lý thuyt UIP tp trung vào
ba hng nghiên cu chính: k vng không hp lý ca các nhà đu t, mi quan h
phi tuyn gia chênh lch lãi sut - thay đi t giá hi đoái, và bin đng theo thi
3
gian ca phn bù ri ro. Bài nghiên cu này s tp trung vào yu t phn bù ri ro
thay đi theo thi gian, đc c lng thông qua mô hình “D phng sai t hi
quy thành phn tng quát” (Component Generalized Autoregressive Conditional
Heteroskedasticity - CGARCH). ây là mô hình đư đc chng minh là có hiu qu
cao trong vic gii thích đ bin đng ca t giá hi đoái, bi l nó cho phép tách
bit bin đng ca t giá hi đoái thành mt xu hng trong dài hn và nhng dao
đng trong ngn hn lch khi xu hng đó. Bng vic s dng mô hình tng quát
này đ đo lng đ bin đng ca t giá, nghiên cu này mong mun s xác đnh
đc tác đng toàn din ca phn bù ri ro trong lý thuyt UIP, t đó phn nào gii
thích đc câu đ v “ζgang giá lưi sut không phòng nga” trong lý thuyt tài
chính quc t hin đi.
1.2 Mc tiêu nghiên cu
tài đi sâu vào vic nghiên cu thc tin “ζgang giá lưi sut không phòng
nga” ti mt s quc gia ông ζam Á, trong điu kin có xem xét đn yu t phn
bù ri ro thay đi theo thi gian, nhm tr li các câu hi sau:
Phn bù ri ro thay đi theo thi gian có phi là yu t quan trng cn xem
xét đn trong vic nghiên cu “ζgang giá lưi sut không phòng nga” ti
các quc gia ông ζam Á ?
Gia hai nhân t: cú sc đi vi nhng yu t c bn ca nn kinh t và
cm tính ca các nhà đu t trên th trng, nhân t nào s nh hng lâu
dài đn bin đng ca t giá hi đoái?
1.3 Phng pháp nghiên cu
Bài nghiên cu s s dng mô hình CGARCH-M nhm đo lng phn bù ri
ro trong UIP. Phng pháp này cho phép phn bù ri ro thay đi theo thi gian và
phân tách phn bù này thành xu hng bin đng trong dài hn và nhng dao đng
trong ngn hn. Ngoài ra, vi mc đích đm bo rng kt qu c lng ca mô
hình CGARCH-ε là đáng tin cy, trc ht các bin nghiên cu s đc kim đnh
4
tính dng trong điu kin có xem xét đn “đim gãy cu trúc” có th xut hin trong
khung thi gian nghiên cu.
1.4 Phm vi nghiên cu
Bài nghiên cu tp trung vào các quc gia ông ζam Á bao gm: Indonesia,
Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan và Vit Nam. Ngoài ra, Nht Bn cng
đc nghiên cu vi mc đích so sánh. Các quc gia này đc nghiên cu trong
mi tng quan vi M, trong đó ε luôn đóng vai trò là nc ngoài, USD là
ngoi t. Khung thi gian nghiên cu là t quý 1/199β đn quý 1/2013, và t quý
1/1997 đn quý 1/β01γ đi vi trng hp ca Vit Nam. D liu đc thu thp t
“Thng kê Tài chính Quc t” (International Financial Statistics - IFS) ca Qu tin
t quc t (International Monetary Fund - IMF).
1.5 Kt cu bài nghiên cu
Phn tip theo ca bài nghiên cu d kin gm 4 chng:
Chng β s trình bày c s lý thuyt “Ngang giá lãi sut không phòng nga”
và các nghiên cu liên quan đn lý thuyt này cng nh là vai trò ca phn bù ri
ro.
Chng γ trình bày phng pháp nghiên cu đc s dng trong bài nghiên
cu này, cng nh mô t bin nghiên cu và ngun d liu
Chng 4 trình bày kt qu nghiên cu thc nghim nhm xác đnh s tn ti
ca UIP và tác đng ca phn bù ri ro lên trng thái UIP.
Chng 5 là kt lun ca bài nghiên cu cng nh nhng hn ch còn tn ti
ca nghiên cu này.
1.6 óng góp ca bài nghiên cu
Da trên mô hình CGARCH-ε, đ tài mong mun mô hình hóa phn bù ri ro
mt cách chính xác hn các nghiên cu trc, t đó hy vng s góp phn gii quyt
5
“Câu đ v UIP” trong th trng tin t th gii. ây cng là mt trong s ít bài
nghiên cu áp dng mô hình CGARCH-M nhm kim đnh “ζgang giá lưi sut
không phòng nga”, đc bit là các quc gia ông ζam Á. εc dù tht bi trong
vic cung cp bng chng cho s tn ti ca UIP, nhng bài nghiên cu đư ch ra
rng phn bù ri ro thay đi theo thi gian là mt yu t quan trng cn xem xét đn
khi nghiên cu UIP. Ngoài ra, bài nghiên cu cng cho thy tác đng bt cân xng
ca cú sc t giá hi đoái lên phng sai (hay đ bin đng) ca chính nó, tuy
không ph bin nhng vn có th xut hin, tùy thuc vào đng tin cng nh thi
k nghiên cu đang xem xét. Do đó hin tng này xng đáng nhn đc s quan
tâm trong các nghiên cu v bin đng ca t giá hi đoái.
6
CHNG 2: Lụ THUYT “NGANG GIÁ LÃI SUT KHÔNG PHÕNG
NGA” VÀ CÁC NGHIểN CU LIểN QUAN
2.1 Lý thuyt “Ngang giá lƣi sut không phòng nga”
Các lý thuyt v ngang giá lãi sut đu bt ngun t hot đng kinh doanh
chênh lch (arbitrage). úng nh tên gi, đây là chin lc kinh doanh nhm tìm
kim li nhun da trên khác bit ca giá niêm yt ca tài sn tài chính. Trong
phm vi bài nghiên cu này, tài sn tài chính đc quan tâm s là đng tin ca các
quc gia. Gi s rng lãi sut đng ngoi t cao hn lưi sut trong nc và không có
chi phí giao dch, nhà đu t trong nc s chuyn đi ni t sang ngoi t theo t
giá giao ngay hin ti đ đu t ra nc ngoài nhm hng lãi sut cao; và đn khi
đáo hn, khon thu thp bng ngoi t s đc chuyn đi li thành ni t. Tùy vào
hành vi ca các nhà đu t mà hai lý thuyt v ngang giá lãi sut đc hình thành,
bao gm: “ζgang giá lưi sut không phòng nga” và “ζgang giá lưi sut có phòng
nga”.
Quay tr li tình hung trên, nu nh nhà đu t lo s t giá s thay đi làm
nh hng đn kt qu kinh doanh chênh lch, h có th tham gia vào mt hp
đng k hn nhm c đnh t giá hi đoái vào thi đim đáo hn ca khon đu t
bng đng ngoi t. Chin lc này đc gi là “Kinh doanh chênh lch lãi sut có
phòng nga”. Hot đng kinh doanh này s to ra lc th trng nhm điu chnh t
giá giao ngay, t giá k hn và lãi sut gia hai đng tin, khin cho hot đng kinh
doanh chênh lch s không còn thu đc li nhun vt tri. C ch điu chnh có
th tóm tt nh sau:
Vic dùng ni t đ mua ngoi t trên th trng giao ngay s to áp lc làm
gim giá đng ni t. ζh vy, vi s vn bng ni t ban đu, các nhà đu
t khi chuyn đi sang ngoi t s thu đc ít ngoi t hn.
Bán k hn đng ngoi t s làm gim giá k hn đng ngoi t
7
Dòng tin đu t vào ngoi t s to áp lc tng lưi sut đng ni t và gim
lãi sut ngoi t.
ζh vy, hot đng kinh doanh chênh lch s điu chnh lãi sut và t giá
khin cho chin lc kinh doanh này không còn thu đc li nhun tt hn so vi
đu t trong nc. Trng thái mà t giá và lãi sut đc điu chnh làm mt đi c
hi tin hành kinh doanh chênh lch có phòng nga đc gi là “ζgang giá lưi
sut” (Interest Rate Parity – IRP). Trong th cân bng này, s khác bit gia t giá
k hn và t giá giao ngay gia hai đng tin đc bù đp bng chênh lch lãi sut
gia hai đng tin đó. minh ha cho trng thái này, gi r
f
là li nhun thu đc
ca nhà đu t trong nc khi tin hành kinh doanh chênh lch lãi sut có phòng
nga. Li nhun ca chin lc này s ph thuc vào hai yu t, đó là lưi sut đng
ngoi t và thay đi ca t giá hi đoái gia hai đng tin trong khong thi gian
tin hành đu t:
r
f
= (1+ i
t,k
)
F
t,k
S
t
– 1
Vi S
t
: t giá giao ngay ti thi đim t
F
t,k
: t giá k hn ti thi đim t ca k hn k
i
t,k
: lãi sut đng ngoi t ti thi đim t ca k đáo hn k
Nu “ζgang giá lưi sut IRP” tn ti thì t sut sinh li thu đc t kinh
doanh chênh lch có phòng nga s bng vi lãi sut trong nc i
t,k
, c th:
r
f
= i
t,k
1 + i
t,k
= ( 1+ i
*
t,k
)
F
t,k
S
t
(2.1)
Phng trình (β.1) th hin ni dung ca lý thuyt “ζgang giá lưi sut có
phòng nga”. Trng hp các nhà đu t không phòng nga ri ro t giá bng hp
đng k hn s là ni dung ca lý thuyt “ζgang giá lưi sut không phòng nga”.
Lý thuyt “ζgang giá lưi sut không phòng nga” cho rng, trong điu kin nhà đu
8
t bàng quan vi ri ro t giá, đng ni t đc k vng s gim giá khi lãi sut tin
gi đng ni t cao hn lưi sut tin gi ngoi t. ây là trng thái cân bng do các
lc th trng to ra nhm trit tiêu các c hi kinh doanh chênh lch giá, dn đn
t sut sinh li thu đc khi nm gia hai đng tin bt kì là nh nhau. Trng thái
“ζgang giá lưi sut không phòng nga” có th đc biu din nh sau:
( 1 + i
t,k
) = ( 1+ i
*
t,k
)
E
t
S
t+k
S
t
(2.2)
vi i
t,k
(i
*
t+k
) th hin lãi sut ca các sn phm tài chính đnh danh bng đng ni t
(ngoi t) ti thi đim t ca k đáo hn k; S
t
là t giá hi đoái giao ngay danh
ngha tính bng s lng đng ni t tng ng vi 1 đng ngoi t (do đó khi t
giá tng đng ngha vi vic đng ni t mt giá) và E
t
là giá tr k vng da trên
các thông tin có đc ti thi đim t.
Da trên công thc (β.β), phng trình kim đnh thc nghim thng đc
s dng trong các nghiên cu v UIP là:
s
t+k
= s
t+k
– s
t
= + ( i
t,k
– i
*
t,k
) +
t+k
(2.3)
vi s
t
ln(S
t
) và
t+k
là k vng hp lý ca sai s c lng. Gi thuyt kim đnh
H
0
ca UIP là = 0 và = 1, đng thi
t+k
là nhiu trng. Khi đó, mt s gia tng
trong lãi sut đng ni t, tính trung bình, s kéo theo s gim giá ca đng ni t
vi đ ln tng đng.
Ngoài ra, nu gi đnh “ζgang giá lưi sut có phòng nga” tn ti, thành
phn chênh lch lãi sut v phi ca (2.3) có th đc thay th bng phn bù k
hn. Khi đó, UIP có th đc kim đnh da trên phng trình (β.4) bên di,
tng đng vi (2.3), trong đó f
t,k
ln(F
t,k
):
s
t+k
= s
t+k
– s
t
= + ( f
t,k
– s
t
) +
t+k
(2.4)
9
2.2 Các nghiên cu trc đơy v “Ngang giá lƣi sut không phòng nga”
Phng trình (β.3) đư đc c lng trong rt nhiu nghiên cu v UIP, vi
nhng loi tin t cng nh khung thi gian nghiên cu khác nhau. Trong hu ht
các nghiên cu, giá tr c lng ca h s đu nh hn 1, thm chí mang giá tr
âm. Nghiên cu ca Froot và Thaler (1990) tng hp kt qu ca 75 nghiên cu v
UIP đư báo cáo h s hi quy nhn giá tr âm trong phn ln các nghiên cu. i
vi nhng nghiên cu thu đc giá tr dng thì giá tr này cng nh hn 1. Giá
tr trung bình ca h s hi quy thu đc t các nghiên cu v UIP là –0.88 (Froot
và Thaler, 1990), cung cp mt bng chng mnh m chng li lý thuyt UIP. Giá
tr âm din gii ý ngha kinh t đáng ngc nhiên là khi lãi sut đng ni t cao hn
so vi lãi sut ngoi t, đng ni t li tng giá (thay vì phi gim giá đ bù tr cho
chênh lch lãi sut, theo nh lý thuyt UIP đư d báo). Kt qu này đc bit đn
nh là “Câu đ v UIP”, cho thy lý thuyt UIP đư d báo sai hng di chuyn ca
các loi tin t. Ngoài ra, mt thc t rút ra t các nghiên cu v UIP là h s
không n đnh. C th, Chinn và Meredith (2005) s dng d liu theo quý ca M
và 6 quc gia OECD đ c lng cho tng quc gia theo tng khung thi gian
nghiên cu khác nhau (1980-1986, 1987- 1993 và 1994-2000). Kt qu cho thy đi
vi hu ht các quc gia, thay đi mt cách đáng k qua nhng khung thi gian
khác nhau. C th, đi vi khung thi gian th nht và th ba, phn ln các giá tr
c lng ca nhn giá tr âm; nhng ca 5/6 quc gia li mang giá tr dng
trong giai đon 1987- 1993. ng thi, có th rút ra kt lun rng mc dù giá tr c
lng ca có s thay đi, nhng nhìn chung nhng trng hp mà có ý ngha
thì đu nhn giá tr âm, vi đ tin cy 99%. Kt qu này khng đnh li kt qu
nghiên cu ca Froot và Thaler (1990). Tng hp các h s thu đc t nghiên
cu này th hin Hình (β.1) di đây.
10
Hình 2.1: Giá tr c lng ca h s trong 3 giai đon khác nhau 6
quc gia. Mi ct th hin c lng đim ca tng ng vi các giai đon
Q1/1980-Q4/1986, Q1/1987-Q4/1993 và Q1/1994-Q4/2000. Ngun: Chinn và
Meredith (2005).
Tng t, nghiên cu ca Frydman và Goldberg (2007) s dng d liu tháng
ca M, c, Anh và Nht Bn đ c lng qua các khung thi gian khác nhau
12/1982 –12/1984, 1/1985–12/1989, và 1/1990–12/1993. Ch có nm trong s chín
giá tr c lng ca là âm, ba trong s nm giá tr đó xut hin khung thi gian
th nht. Các giá tr dng còn li ca thì có chênh lch ln, t mc +0.53 ca
Nht Bn đn +5.28 ca Anh (đu trong cùng khung thi gian th hai).
Trc thc t kh nng d báo ca UIP không đc h tr bi bng chng
thc nghim, các nhà nghiên cu tin hành kim đnh UIP da trên nhng thit lp
khác nhau. Trc ht có th k đn vic m rng k hn cho các bin nghiên cu,
bi theo tranh lun ca McCallum (1994) hay Meredith và Chinn (2004), trong
ngn hn thì tht bi ca UIP có th do nhng cú sc ca phn bù ri ro khi xut
hin nhng thay đi t chính sách tin t; nhng trong dài hn thì t giá đc điu
chnh bi các yu t ni ti ca nn kinh t, do đó có th k vng rng mi quan h
gia t giá và lãi sut s thng nht vi lý thuyt UIP trong dài hn. Meredith và
Chinn (2004) hi quy t sut sinh li t thi đim t đn t+m ca t giá theo li tc
trái phiu chính ph vi nhiu loi k hn m khác nhau, có th kéo dài đn 10 nm.
11
Kt qu cho thy rng vi m càng cao thì có xu hng tin dn đn 1, tuy nhiên
UIP vn b bác b đi vi 3 trong s 6 cp tin t đc nghiên cu ti k hn 10
nm. Tng t, nghiên cu ca Snaith và cng s (2013) tin hành vi k hn tri
dài t 1 tháng đn 10 nm, khung thi gian t 1980 đn 2006, cho thy giá tr c
lng ca tin ti 1 (là giá tr theo d báo ca UIP) khi k hn tng lên. C th là
“Câu đ UIP” xut hin vi các k hn di 5 nm, nhng có xu hng bin mt
khi k hn kéo dài hn 5 nm. εehl và Cappiello (β009) nghiên cu UIP vi lãi
sut trái phiu chính ph k hn 5 và 10 nm, trong hai nhóm th trng là các nc
phát trin và đang phát trin, ghi nhn đc rng chênh lch lãi sut có tác đng
mt phn đn bin đng ca t giá hi đoái các nc phát trin. ζgc li, ít có
bng chng cho thy UIP tn ti các th trng đang phát trin. Do đó hai tác gi
kt lun rng s tn ti ca UIP không hn da vào k hn nghiên cu mà ph
thuc nhiu hn vào loi tin t đang xem xét. Kt lun này cng thng nht vi
nghiên cu ca Bekaert và cng s (2007).
Mt nhánh nghiên cu khác là m rng phm vi nghiên cu ra các quc gia
đang phát trin. Hu ht nhng nghiên cu trc v UIP đu tp trung nhng
quc gia phát trin hn là nhng th trng mi ni, nguyên nhân xut phát t
mc đ hi nhp tài chính kém cng nh khó khn trong vic thu thp d liu ca
các quc gia này. Tuy nhiên, xu hng hi nhp tài chính ngày càng sâu rng đư
cho phép các nhà nghiên cu tip cn phân tích các quc gia đang phát trin. Da
trên thc t rng các quc gia này có nhng đc đim khác bit so vi các nc phát
trin, đn c nh thu nhp trên đu ngi thp hn, lm phát cng nh bin đng
ca lm phát cao hn dn đn lãi sut danh ngha cao, dòng chu chuyn vn thng
b gii hn và kim soát, t giá hi đoái đc điu hành cht ch bi hot đng can
thip t ngân hàng trung ng; UIP có th s th hin mt cách khác bit các quc
gia này so vi các nc phát trin (Alper và cng s, β009). Do đó d liu ca các
th trng này cung cp các kt qu kim đnh tt hn cho lý thuyt UIP (Flood và
Rose, 2001). Bansal và Dahlquist (2000) kim đnh UIP vi d liu t giá và lãi
sut theo tun ca 28 quc gia trong giai đon 1/1976 đn 5/1998, trong đó có 16
12
quc gia đang phát trin. Kt qu gi ý rng “Câu đ UIP” là hin tng dng nh
ch xut hin các quc gia có tng thu nhp quc ni trên đu ngi cao (các quc
gia phát trin). Bng chng t các nc đang phát trin và các nc có thu nhp
trên đu ngi thp ng h cho lý thuyt UIP. C th hn, mi tng quan ngc
chiu gia thay đi t giá và chênh lch lãi sut ch xut hin các quc gia phát
trin có lãi sut thp hn lưi sut M. Nói cách khác, h s s tin gn đn 1 đi
vi nhng quc gia có thu nhp đu ngi thp, xp hng tín nhim thp, lm phát
bình quân cao và mc đ bin đng ca lm phát cao. ây đu là nhng đc đim
ca các th trng đang phát trin. Frankel và Poonawala (β010) cng cho thy đ
lch khi “Ngang giá lãi sut không phòng nga” các th trng đang phát trin
nh hn so vi các nc phát trin, da trên nghiên cu d liu ca 14 quc gia
mi ni trong giai đon 12/1996 – 4/2004. H s c lng tính trung bình là ln
hn 0, đi vi các trng hp nhn giá tr âm thì cng không khác bit có ý ngha
so vi 0, cho thy đ lch khi UIP các th trng này ít hn so vi các nc phát
trin. Tuy nhiên, nghiên cu ca Mehl và Cappiello (2009) ch ra kt qu trái
ngc, khi mà đ lch khi UIP các nc đang phát trin trm trng hn so vi
các nc phát trin. Trong khi đó, nghiên cu ca Aysun và Lee (2014) cho thy
UIP không tn ti hu ht 28 quc gia đc nghiên cu, bt k đó là quc gia phát
trin hay đang phát trin. Flood và Rose (2001) tin hành nghiên cu 13 quc gia
phát trin và 10 quc gia đang phát trin, trong đó tp trung vào các quc gia chu
khng hong trong thp niên 90, bi l các quc gia này có mc đ bin đng ca
t giá và lãi sut cao, có th cung cp đc kt qu khác bit so vi nhng nghiên
cu v UIP trc đây. ζghiên cu ch ra rng giá tr c lng ca phù hp hn
vi lý thuyt UIP so vi các nghiên cu trc, tc là nhn giá tr dng, tuy nhiên
vn lch xa khi giá tr 1 theo lý thuyt. ng thi, tn ti nhiu bng chng t các
quc gia có đ bin đng ca t giá và lãi sut cao ng h cho UIP hn so vi các
quc gia có t giá c đnh; tuy nhiên tng quan gia t giá và lãi sut (xét theo
UIP) thì không có khác bit có ý ngha gia 2 nhóm quc gia giàu và nghèo (trái
ngc vi kt qu thu đc t nghiên cu ca Bansal và Dahlquist (2000)). Clarida
13
và cng s (2009) nghiên cu các quc gia thuc nhóm G10 trong mi tng quan
vi M, giai đon 1991 – 2009, tranh lun rng h s âm tìm thy trong các
nghiên cu trc là do đ bin đng trong thi k nghiên cu, trong giai đon càng
bin đng thì càng gn tin ti 1.
2.3 Gii thích đ lch khi “Ngang giá lƣi sut không phòng nga”
Ba thp k k t khi Fama (1984) ch ra tht bi ca UIP trong thc nghim,
rt nhiu nghiên cu đư theo đui “câu đ” này, nhng có v nh các nhà kinh t
hc ch tm thng nht v mi tng quan ngc chiu gia thay đi t giá và
chênh lch lãi sut, còn v nguyên nhân dn đn hin tng này thì vn còn nhiu
tranh cưi. Theo đó, có γ hng nghiên cu chính nhm gii thích cho đ lch khi
UIP: k vng không hp lý ca các nhà đu t, bin đng theo thi gian ca phn
bù ri ro và mi quan h phi tuyn gia chênh lch lãi sut - thay đi t giá hi
đoái.
2.3.1 K vng không hp lý
Vi gi đnh thông thng là sai s c lng không có tng quan vi thông
tin trong quá kh, thì t sut sinh li vt tri ca t giá s bng vi phn bù ri ro
(Lewis,1995). Nhiu nghiên cu s dng d liu điu tra đ phân tách sai s c
lng và phn bù ri ro, nhm thu đc kt lun chính xác v vai trò ca hai thành
phn này đóng góp vào đ lch khi UIP, đin hình nh kt qu t nghiên cu ca
Frankel và Froot (1987) cho thy t giá k vng ca các nhà đu t khác bit có ý
ngha so vi t giá hu nghim, đng ngha vi k vng là không hp lý. K vng
không hp lý còn th hin qua mt hin tng đc gi là “Peso problem”. “Peso
problem” xut hin khi mà các nhà đu t tham gia vào th trng tiên đoán có s
thay đi chính sách trong tng lai, mc dù nhng thay đi đó không thc s xy ra
trong thi k nghiên cu. Trong tình hung này, k vng ca th trng v t giá
giao ngay tng lai không phù hp vi tình hình thc t, dn đn din bin t giá
hi đoái s sai lch khi t giá k vng mt cách có h thng. Và bi vì k vng
14
ca th trng đc phn ánh vào phn bù k hn nên đ lch này s khin cho t
giá k hn không phi c lng chính xác cho t giá giao ngay tng lai. εilton
Friedman là ngi đu tiên s dng cm t này khi gii thích ti sao lãi sut tin gi
ca đng peso Mexico vn cao hn nhiu so vi lãi sut USD trong nhng nm đu
thp niên 70, bt chp t giá đư đc c đnh sut mt thp k. δý do đc đa ra là
th trng k vng peso s b phá giá, do đó lưi sut peso cao phn ánh tình trng
đng peso yu đi, mc dù s kin này ch din ra vào nm 1976 khi chính ph
εexico phá giá đng peso 45%. Nghiên cu ca Burnside và cng s (2011) tp
trung vào vic gii thích cho li nhun thu đc t chin lc đu t “kinh doanh
chênh lch” (carry trade), bng lý thuyt “peso problem”. ây là chin lc đu t
mà đó nhng ngi tham gia s vay các đng tin có lãi sut thp vi mc đích
cho vay li bng đng tin có lãi sut cao. Nu UIP tn ti, chin lc này s không
đem li li nhun vt tri. D liu t 19 loi tin t khác nhau cho thy chin lc
carry trade đem li li nhun cao hn so vi li nhun thu đc t vic đu t vào
mt đng tin duy nht, và t s Sharpe ca danh mc bao gm các loi tin t cao
gn gp đôi so vi t s Sharpe thu đc t th trng chng khoán M. Li nhun
vt tri này đc chng minh không xut phát t vic bù tr ri ro th trng, mà
do nguyên nhân khác là vn đ peso problem.
2.3.2 Phn bù ri ro thay đi theo thi gian
Mt trong nhng gi đnh ca lý thuyt UIP là các nhà đu t bàng quan vi
ri ro. Tuy nhiên trên thc t các nhà đu t có th s ngi ri ro, nên h s yêu cu
mt phn bù ri ro cho vic nm gia tài sn có ri ro, c th đây là các loi tin
t. ζh Fama (1984) đư đ xut, phn bù ri ro này có th là mt phn trong phn
d và có tng quan đn bin thay đi t giá trong phng trình hi quy (2.3), do
đó vic b sót bin này s làm sai lch kt qu c lng . C th nh sau, Fama
đo lng đng thi hai thành phn ca t giá k hn là phn bù ri ro và t giá giao
ngay k vng:
f
t
= E(s
t+1
) + P
t
(2.5)
15
vi f
t
là log t nhiên ca t giá k hn, s
t+1
là log t nhiên ca t giá giao ngay,
E(s
t+1
) là t giá giao ngay k vng da trên gi đnh k vng là hp lý và P
t
là phn
bù ri ro. Phng trình (β.5) có th đc vit li thành:
f
t
– s
t
= E(s
t+1
– s
t
) + P
t
(2.6)
Gi đnh rng “ζgang giá lưi sut” (IRP) tn ti (f
t
– s
t
= i
t
– i
*
t
), phng trình
(2.6) có th chuyn đi thành:
i
t
– i
*
t
= E(s
t+1
– s
t
) + P
t
(2.7)
Thay th phng trình (β.7) vào phng trình (β.3) trên:
s
t+1
– s
t
= + [E(s
t+1
– s
t
) + P
t
] +
t+1
(2.8)
Vi gi đnh k vng hp lý (s
t+1
– s
t
= E(s
t+1
– s
t
)), trong phng trình (β.8)
s đc tính nh sau:
=
Cov (s
t+1
s
t
,E(s
t+1
s
t
)+P
t
)
Var (E(s
t+1
s
t
)+P
t
)
=
Cov (E
t
s
t+1
,E
t
s
t+1
+P
t
)
Var (E
t
s
t+1
+P
t
)
=
E[E
t
s
t+1
(E
t
s
t+1
+P
t
)] E(E
t
s
t+1
)E(E
t
s
t+1
+P
t
)
Var (E
t
s
t+1
) + Var (P
t
) + 2Cov (E
t
s
t+1
,P
t
)
=
E[(E
t
s
t+1
)
2
] [E(E
t
s
t+1
)]
2
+ E[(E
t
s
t+1
)P
t
] E(E
t
s
t+1
)E(P
t
)
Var (E
t
s
t+1
) + Var (P
t
) + 2Cov (E
t
s
t+1
,P
t
)
=
Var (E
t
s
t+1
) + Cov (E
t
s
t+1
,P
t
)
Var (E
t
s
t+1
) + Var (P
t
) + 2Cov (E
t
s
t+1
,P
t
)
(2.9)
vi Var() th hin phng sai và Cov() th hin cho hip phng sai. Theo đó, (β.9)
ch ra rng :
Nu phn bù ri ro là hng s, Var(P
t
) = 0, thì hip phng sai gia phn bù
ri ro và thay đi t giá giao ngay k vng s bng 0 (Cov(E
t
s
t+1
,P
t
) = 0).
Khi đó s nhn giá tr là 1 theo nh lý thuyt UIP.
16
Nu tng quan gia phn bù ri ro và thay đi t giá k vng là ngc
chiu (Cov(E
t
s
t+1
,P
t
) < 0), và phng sai ca phn bù ri ro ln, thì giá tr
c lng ca trong phng trình (β.3) có xu hng nh hn 1, thm chí
nhn giá tr âm, phù hp vi hu ht các kt qu nghiên cu thc nghim v
UIP. lch ca giá tr c lng đc so vi 1 chính là thc đo trc
tip cho đ bin đng ca phn bù ri ro.
Da trên d liu t giá giao ngay, t giá k hn 30 ngày và lãi sut, giai đon
1973 – 1982, ca chín quc gia, Fama (1984) cho thy rng hip phng sai gia
phn bù ri ro P
t
và thay đi t giá giao ngay k vng E(s
t+1
– s
t
) nhn giá tr âm, và
phng sai ca phn bù ri ro Var(P
t
) ln hn so vi phng sai ca thay đi t giá
giao ngay k vng Var(E(s
t+1
– s
t
)). Kt qu này ch ra rng nhiu kh nng phn bù
ri ro đư làm sai lch kt qu kim đnh “ζgang giá lưi sut không phòng nga”
theo hng bác b s tn ti ca hin tng này.
i vi các nghiên cu kim đnh UIP các quc gia phát trin, s tn ti ca
phn bù ri ro có th xut phát t ri ro t giá hi đoái nu nh các nhà đu t ngi
ri ro. Tuy nhiên, đi vi các quc gia đang phát trin, ngoài ri ro t giá, các nhà
đu t có th đòi hi phn bù cho “ri ro quc gia” ( ví d nh khng hong nc
ngoài khin cho chính ph nc đó hn ch vic chuyn đi tin t), và “ri ro
chính sách” ( là ri ro xut hin do các bin pháp kim soát, hn ch dòng vn).
Nhng nghiên cu thc nghim v trng thái “ζgang giá lư sut không phòng
nga” thng đc xây dng da trên mt s gi đnh khá nghiêm ngt. C th,
ngoài vic phi gi đnh k vng là hp lý đ có th xây dng đc mô hình thc
nghim có th c lng đc, các nhà nghiên cu cng thng áp đt các gi đnh
khác nh nhà đu t là bàng quan vi ri ro, các loi tin t đang đc nghiên cu
tng đng vi nhau v tính thanh khon – k hn – “ri ro quc gia”, th trng tài
chính phi phát trin, cng nh là không tn ti chi phí giao dch hay các bin pháp
kim soát dòng luân chuyn vn. H qu kéo theo là lãi sut thc các quc gia s
tin v mc cân bng. Gi đnh v lãi sut thc cân bng và ngang giá sc mua tn
17
ti là hai gi đnh ch cht nhm xây dng nên lý thuyt UIP. Vì vy, vic không
tìm thy bng chng h tr cho lý thuyt UIP trong thc nghim cho thy mt hoc
nhiu gi đnh đư b vi phm. Ví d nh khi gi đnh v tính đng nht ca các loi
tin t b vi phm, thì ngay c nhng nhà đu t bàng quan vi ri ro t giá cng đòi
hi mt phn bù ri ro đ bù đp cho “ri ro quc gia” tng ng vi mi đng
tin. Do đó, da trên đc đim chung ca các quc gia đang phát trin (và cng là
đi tng đc quan tâm chính trong bài nghiên cu này), s hp lý khi cho rng
phn bù ri ro là mt yu t quan trng cn đc quan tâm, k c khi các nhà đu t
đc gi đnh là có k vng hp lý. Mt s nghiên cu đc tin hành các quc
gia đang phát trin đư chng minh vai trò ca phn bù ri ro trong các quyt đnh
đu t các quc gia này. Nghiên cu ca Frankel và Okongwu (1996) hay ca
Domowitz và cng s (1998) đư phân tích phn bù ri ro tng ng vi ri ro t giá
và ri ro quc gia ca Mexico trong nhng nm đu thp niên 90. Các tác gi cho
thy phn bù ri ro này là đáng k, trong đó phn bù ri ro t giá ln hn và bin
đng nhiu hn so vi ri ro quc gia; dn đn đ lch khi trng thái UIP
εexico trong giai đon này phn ln là do phn bù ri ro gây ra. Nghiên cu ca
Rojas-Suarez và Sotelo (2007) các quc gia M Latinh ch ra rng ri ro quc gia
có tác đng đn lãi sut ni t (da trên kt qu kim đnh nhân qu Granger), hàm
ý rng nu nh không xem xét đn phn bù ri ro thì kt qu c lng trng thái
UIP s b sai lch.
Có hai phng pháp chính đc các nhà nghiên cu s dng khi kim đnh vai
trò ca phn bù ri ro trong lý thuyt UIP. Th nht là s dng d liu điu tra v t
giá k vng, thay vì s dng d liu t giá hu nghim. Frankel và Froot (1990) s
dng d liu điu tra ca t giá hi đoái k vng nhm tách đ lch khi UIP thành
hai thành phn: đ lch do k vng và đ lch do phn bù ri ro. Kt qu cho thy
phn bù ri ro không có tng quan vi t giá k vng, và do đó không th làm sai
lch kt qu c lng ca . Thay vào đó, đ lch khi UIP là do tn ti sai s có
h thng khi d báo t giá. Tng t, Cavaglia và cng s (199γ) cng s dng d
liu điu tra, và cho thy các giá tr k vng ca t giá là không hp lý và nhà đu
18
t không s dng ht thông tin sn có mt cách hiu qu. Tuy nhiên, cng s dng
d liu điu tra, Taylor (1989) thu đc kt qu trái ngc khi kt lun rng chính
tâm lý ngi ri ro, nói cách khác là s tn ti ca phn bù ri ro, đư dn đn sai lch
ca UIP trong thc nghim.
Phng pháp th hai là xem xét liu t sut sinh li vt tri ca t giá có
đc gii thích bi phn bù ri ro, đc tính bng phng sai hoc đ lch chun
ca sai s c lng. Domowitz và Hakkio (1985) là nhng tác gi đu tiên đo
lng phng sai này bng mô hình “D phng sai t hi quy” (Autoregressive
conditional heteroscedasticity - ARCH). Mô hình ARCH là mô hình phù hp nhm
gii quyt hin tng phng sai thay đi trong quá trình c lng h s hi quy,
bi vì Cumby và Obstfeld (1982) và Hodrick và Srivastava (1984) đư ch ra rng
sai s c lng có phng sai thay đi. ng thi εussa (1979) cng quan sát
thy rng “đi vi nhiu t giá, có nhng giai đon yên ng mà khi đó bin đng
ca t giá hàng ngày hoc hàng tun là rt nh, và có nhng giai đon mà bin đng
ngày qua ngày là ln”. Hai đc đim này ca phng sai đu đc nm bt bi mô
hình ARCH. Nghiên cu ca Domowitz và Hakkio (1985) kim đnh UIP theo
phng trình sau:
+1
=
0
+
1
+ h
t+1
+
t+1
,
t+1
It ~ ζ (0,
+1
2
)
+1
2
=
0
+
+1
2
=1
+ z
t
Kt qu c lng cho thy có bng chng cho s tn ti ca phn bù ri ro c đnh
(
0
có ý ngha thng kê tt c các quc gia nghiên cu), tuy nhiên phng sai ca
sai s c lng không phi là phép đo hoàn ho cho phn bù ri ro.
Berk và Knot (2001) kim đnh UIP bng mô hình ARCH–in–mean cho 5
quc gia trong giai đon 1975 – 1997, s dng lãi sut trái phiu dài hn thay vì
ngn hn. Kt qu phn nào cung cp bng chng cho s tn ti ca UIP bn
trong s nm quc gia công nghip đc nghiên cu. Tuy nhiên, không tìm thy