Nghiên cứu phần bù rủi ro trong trạng thái ngang giá lãi suất không phòng ngừa

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

PHAN THANH TÙNG

NGHIÊN CỨU PHẦN BÙ RỦI RO TRONG
TRẠNG THÁI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG
PHÒNG NGỪA

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng
Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
Người hướng dẫn khoa học
PGS.TS NGUYỄN THỊ LIÊN HOA

TP.HỒ CHÍ MINH - 2014


LỜI CAM ĐOAN

Tôi cam đoan đây là công trình nghiên cứu của riêng tôi. Các số liệu, kết quả
nêu trong bài nghiên cứu là trung thực và chưa từng được công bố trong bất kỳ
công trình nghiên cứu nào khác.
Tác giả đề tài nghiên cứu
(ký và ghi rõ họ tên)

Phan Thanh Tùng


MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA
LỜI CAM ĐOAN
MỤC LỤC
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
DANH MỤC CÁC BẢNG
DANH MỤC HÌNH
TÓM TẮT ĐỀ TÀI ......................................................................................... 1
CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ............................................................................ 2
1.1 Lý do thực hiện đề tài........................................................................................ 2
1.2 Mục tiêu nghiên cứu.......................................................................................... 3
1.3 Phương pháp nghiên cứu................................................................................... 3
1.4 Phạm vi nghiên cứu ........................................................................................... 4
1.5 Kết cấu bài nghiên cứu ...................................................................................... 4
1.6 Đóng góp của bài nghiên cứu............................................................................ 4

CHƢƠNG 2: LÝ THUYẾT “NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG
NGỪA” VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN ......................................... 6
2.1 Lý thuyết “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” ........................................... 6
2.2 Các nghiên cứu trước đây về “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” ............ 9
2.3 Giải thích độ lệch khỏi “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” ................... 13
2.3.1 Kỳ vọng không hợp lý.............................................................................. 13
2.3.2 Phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian ...................................................... 14


2.3.3 Mối quan hệ phi tuyến ............................................................................. 21
2.4 Hiệu quả của mô hình Dị phương sai tự hồi quy thành phần tổng quát –
CGARCH trong nghiên cứu thực nghiệm ............................................................. 21

CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU ............... 23
3.1 Kiểm định tính dừng trong trường hợp có xét đến “điểm gãy cấu trúc” ........ 23

3.2 Mô hình Dị phương sai tự hồi quy thành phần tổng quát – CGARCH ......... 25
3.3 Xây dựng mô hình nghiên cứu thực nghiệm ................................................... 32
3.4 Tiến trình nghiên cứu thực nghiệm ................................................................. 38
3.5 Mô tả biến nghiên cứu và nguồn dữ liệu......................................................... 39

CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM .................... 41
4.1 Kết quả kiểm định tính dừng ........................................................................... 41
4.2 Kết quả kiểm định “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” bằng phương pháp
Bình phương nhỏ nhất ........................................................................................... 43
4.3 Kết quả kiểm định “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” bằng mô hình
CGARCH-M ......................................................................................................... 46

CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HƢỚNG PHÁT TRIỂN CỦA BÀI
NGHIÊN CỨU ............................................................................................... 59
5.1 Kết luận ........................................................................................................... 59
5.2 Hạn chế và hướng phát triển ........................................................................... 59

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
PHỤ LỤC


DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
ADF

Dickey-Fuller Hiệu chỉnh (Augmented Dickey-Fuller)

ARCH

Dị

phương

sai

tự

hồi

quy

(Autoregressive

Conditional

Heteroskedasticity)
CGARCH

Dị phương sai tự hồi quy thành phần tổng quát (Component
Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity)

CGARCH-M

Dị phương sai tự hồi quy thành phần tổng quát trong trung bình
(Component

Generalized

Autoregressive

Conditional

Heteroskedasticity in Mean)
DF-GLS

Dickey-Fuller Bình phương nhỏ nhất tổng quát (Dickey-Fuller
Generalized Least Squares)

GARCH

Dị phương sai tự hồi quy tổng quát (Generalized Autoregressive
Conditional Heteroskedasticity)

IRP

Ngang giá lãi suất (Interest Rate Parity)

MAS

Ngân hành trung ương Singapore (Monetary Authority of
Singapore)

OECD

Tổ chức Hợp tác và Phát triển kinh tế (Organisation for Economic
Co-operation and Development)

OLS

Phương pháp Bình phương nhỏ nhất (Ordinary Least Square)

UIP

Ngang giá lãi suất không phòng ngừa (Uncovered Interest rate
Parity)

USD

Đồng đô la Mỹ (United States dollar)


DANH MỤC CÁC BẢNG

Bảng 3.1: Tổng hợp các biến nghiên cứu được sử dụng và phương pháp tính ....... 40
Bảng 4.1: Kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi gốc …………..................…..... 41
Bảng 4.2: Kết quả ước lượng UIP bằng phương pháp OLS ………..........…......... 44
Bảng 4.3: Kết quả kiểm định Wald cho mô hình OLS ………….........…....…….. 45
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan của phần dư …...........…. 46
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định hiệu ứng ARCH ....................................................... 46
Bảng 4.6: Kết quả ước lượng mô hình CGARCH-M ............................................. 47
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Wald cho mô hình CGARCH-M ............................. 49
Bảng 4.8: So sánh mức độ bền vững của thành phần ngắn hạn và dài hạn của biến
động tỷ giá hối đoái ............................................................................... 51


DANH MỤC HÌNH

Hình 2.1: : Giá trị ước lượng của hệ số β trong 3 giai đoạn khác nhau ở 6 quốc gia
OECD ........................................................................………..………. 10
Hình 4.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị bằng phương pháp Perron (1997) đối
với biến chênh lệch lãi suất của Thái Lan ...............................……….. 42

Hình 4.2: Đồ thị chênh lệch lãi suất giữa Thái Lan và Mỹ, giai đoạn Q1/1992 –
Q1/2013………………………...................................................……... 43
Hình 4.3: Tỷ giá hối đoái đồng ringgit Malaysia và baht Thái Lan so với dollar Mỹ
trong giai đoạn Q1/1998 – Q4/2006 …………….………..............…... 53
Hình 4.4: Độ lệch chuẩn có điều kiện của biến thay đổi tỷ giá hối đoái ở các quốc
gia, được ước lượng bởi mô hình CGARCH-M .................................... 56


1

TÓM TẮT ĐỀ TÀI
Mục tiêu của nghiên cứu này là nhằm phân tích tác động của phần bù rủi ro
thay đổi theo thời gian trong trạng thái “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa”. Mô
hình CGARCH-M được áp dụng nhằm mô hình hóa độ biến động của tỷ giá hối
đoái, trong đó biến động này sẽ tuân theo một xu hướng dài hạn, và tồn tại những
dao động trong ngắn hạn lệch khỏi xu hướng này. Kết quả nghiên cứu cho thấy hệ
số ước lượng tương ứng với biến chênh lệch lãi suất nhận giá trị âm, có nghĩa khi
lãi suất nội địa tăng cao hơn so với nước ngoài thì đồng nội tệ lại tăng giá, cho thấy
diễn biến tỷ giá thực tế lệch khỏi dự báo của lý thuyết UIP. Đồng thời, phần bù rủi
ro có tồn tại ở tất cả các quốc gia được nghiên cứu, cho thấy phần bù rủi ro có vai
trò quan trọng, cần được quan tâm trong các mô hình nghiên cứu lý thuyết cũng như
thực nghiệm về tỷ giá hối đoái. Ngoài ra, dữ liệu từ các quốc gia đang phát triển
cũng không thể cho thấy sự tồn tại của UIP như một số các nghiên cứu trước đã gợi
ý.


2

CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU

1.1 Lý do thực hiện đề tài
Với sự phát triển của thị trường tài chính quốc tế và xu hướng toàn cầu hóa,
dòng chu chuyển vốn quốc tế giữa các quốc gia trên thế giới được đẩy mạnh thông
qua việc giao dịch các tài sản tài chính. Do đó, các lý thuyết về ngang giá lãi suất
đóng vai trò nền tảng cho các quyết định của các nhà đầu tư. Trong đó, “Ngang giá
lãi suất không phòng ngừa” (Uncovered Interest rate Parity - UIP) là một trong
những lý thuyết quan trọng nhất được sử dụng trong nghiên cứu tài chính quốc tế và
kinh tế vĩ mô, đồng thời là giả định chủ chốt trong nhiều lý thuyết về xác định tỷ giá
hối đoái.
Theo lý thuyết này, khác biệt về lãi suất giữa hai quốc gia sẽ được bù trừ bằng
thay đổi trong tỷ giá hối đoái giữa đồng tiền của hai quốc gia đó. Cụ thể, nếu một
quốc gia có lãi suất cao tương đối so với quốc gia khác thì đồng tiền quốc gia đó sẽ
giảm giá tương đương với chênh lệch lãi suất, dẫn đến việc đầu tư ra nước ngoài
nhằm tận dụng mức lãi suất cao sẽ tạo ra tỷ suất sinh lợi bình quân vẫn bằng với tỷ
suất sinh lợi thu được khi đầu tư trong nước. Tuy nhiên, trên thực tế, những đồng
tiền của các quốc gia có lãi suất thấp có khuynh hướng giảm giá so với đồng tiền
của các quốc gia có lãi suất cao. Hiện tượng này được xác nhận bởi nhiều nghiên
cứu tiến hành với nhiều quốc gia và trong những khung thời gian khác nhau, cho
thấy có sự mâu thuẫn giữa bằng chứng thực nghiệm và những dự báo của lý thuyết
UIP. Nhìn chung vẫn chưa có sự thống nhất trong việc giải thích sự thất bại của
UIP. Trong bối cảnh đó, lý thuyết UIP cần được tiếp tục nghiên cứu kỹ lưỡng nhằm
đưa ra được một kết luận thống nhất cho sự tồn tại của lý thuyết này.
Nghiên cứu thực tiễn nhằm giải thích thất bại của lý thuyết UIP tập trung vào
ba hướng nghiên cứu chính: kỳ vọng không hợp lý của các nhà đầu tư, mối quan hệ
phi tuyến giữa chênh lệch lãi suất - thay đổi tỷ giá hối đoái, và biến động theo thời


3

gian của phần bù rủi ro. Bài nghiên cứu này sẽ tập trung vào yếu tố phần bù rủi ro

thay đổi theo thời gian, được ước lượng thông qua mô hình “Dị phương sai tự hồi
quy thành phần tổng quát” (Component Generalized Autoregressive Conditional
Heteroskedasticity - CGARCH). Đây là mô hình đã được chứng minh là có hiệu quả
cao trong việc giải thích độ biến động của tỷ giá hối đoái, bởi lẽ nó cho phép tách
biệt biến động của tỷ giá hối đoái thành một xu hướng trong dài hạn và những dao
động trong ngắn hạn lệch khỏi xu hướng đó. Bằng việc sử dụng mô hình tổng quát
này để đo lường độ biến động của tỷ giá, nghiên cứu này mong muốn sẽ xác định
được tác động toàn diện của phần bù rủi ro trong lý thuyết UIP, từ đó phần nào giải
thích được câu đố về “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” trong lý thuyết tài
chính quốc tế hiện đại.
1.2 Mục tiêu nghiên cứu
Đề tài đi sâu vào việc nghiên cứu thực tiễn “Ngang giá lãi suất không phòng
ngừa” tại một số quốc gia Đông Nam Á, trong điều kiện có xem xét đến yếu tố phần
bù rủi ro thay đổi theo thời gian, nhằm trả lời các câu hỏi sau:
 Phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian có phải là yếu tố quan trọng cần xem
xét đến trong việc nghiên cứu “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” tại
các quốc gia Đông Nam Á ?
 Giữa hai nhân tố: cú sốc đối với những yếu tố cơ bản của nền kinh tế và
cảm tính của các nhà đầu tư trên thị trường, nhân tố nào sẽ ảnh hưởng lâu
dài đến biến động của tỷ giá hối đoái?
1.3 Phƣơng pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu sẽ sử dụng mô hình CGARCH-M nhằm đo lường phần bù rủi
ro trong UIP. Phương pháp này cho phép phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian và
phân tách phần bù này thành xu hướng biến động trong dài hạn và những dao động
trong ngắn hạn. Ngoài ra, với mục đích đảm bảo rằng kết quả ước lượng của mô
hình CGARCH-M là đáng tin cậy, trước hết các biến nghiên cứu sẽ được kiểm định


4

tính dừng trong điều kiện có xem xét đến “điểm gãy cấu trúc” có thể xuất hiện trong
khung thời gian nghiên cứu.
1.4 Phạm vi nghiên cứu
Bài nghiên cứu tập trung vào các quốc gia Đông Nam Á bao gồm: Indonesia,
Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan và Việt Nam. Ngoài ra, Nhật Bản cũng
được nghiên cứu với mục đích so sánh. Các quốc gia này được nghiên cứu trong
mối tương quan với Mỹ, trong đó Mỹ luôn đóng vai trò là nước ngoài, USD là
ngoại tệ. Khung thời gian nghiên cứu là từ quý 1/1992 đến quý 1/2013, và từ quý
1/1997 đến quý 1/2013 đối với trường hợp của Việt Nam. Dữ liệu được thu thập từ
“Thống kê Tài chính Quốc tế” (International Financial Statistics - IFS) của Quỹ tiền
tệ quốc tế (International Monetary Fund - IMF).
1.5 Kết cấu bài nghiên cứu
Phần tiếp theo của bài nghiên cứu dự kiến gồm 4 chương:
Chương 2 sẽ trình bày cơ sở lý thuyết “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa”
và các nghiên cứu liên quan đến lý thuyết này cũng như là vai trò của phần bù rủi
ro.
Chương 3 trình bày phương pháp nghiên cứu được sử dụng trong bài nghiên
cứu này, cũng như mô tả biến nghiên cứu và nguồn dữ liệu
Chương 4 trình bày kết quả nghiên cứu thực nghiệm nhằm xác định sự tồn tại
của UIP và tác động của phần bù rủi ro lên trạng thái UIP.
Chương 5 là kết luận của bài nghiên cứu cũng như những hạn chế còn tồn tại
của nghiên cứu này.
1.6 Đóng góp của bài nghiên cứu
Dựa trên mô hình CGARCH-M, đề tài mong muốn mô hình hóa phần bù rủi ro
một cách chính xác hơn các nghiên cứu trước, từ đó hy vọng sẽ góp phần giải quyết


5

“Câu đố về UIP” trong thị trường tiền tệ thế giới. Đây cũng là một trong số ít bài

nghiên cứu áp dụng mô hình CGARCH-M nhằm kiểm định “Ngang giá lãi suất
không phòng ngừa”, đặc biệt là ở các quốc gia Đông Nam Á. Mặc dù thất bại trong
việc cung cấp bằng chứng cho sự tồn tại của UIP, nhưng bài nghiên cứu đã chỉ ra
rằng phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian là một yếu tố quan trọng cần xem xét đến
khi nghiên cứu UIP. Ngoài ra, bài nghiên cứu cũng cho thấy tác động bất cân xứng
của cú sốc tỷ giá hối đoái lên phương sai (hay độ biến động) của chính nó, tuy
không phổ biến nhưng vẫn có thể xuất hiện, tùy thuộc vào đồng tiền cũng như thời
kỳ nghiên cứu đang xem xét. Do đó hiện tượng này xứng đáng nhận được sự quan
tâm trong các nghiên cứu về biến động của tỷ giá hối đoái.


6

CHƢƠNG 2: LÝ THUYẾT “NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÕNG
NGỪA” VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN

2.1 Lý thuyết “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa”
Các lý thuyết về ngang giá lãi suất đều bắt nguồn từ hoạt động kinh doanh
chênh lệch (arbitrage). Đúng như tên gọi, đây là chiến lược kinh doanh nhằm tìm
kiếm lợi nhuận dựa trên khác biệt của giá niêm yết của tài sản tài chính. Trong
phạm vi bài nghiên cứu này, tài sản tài chính được quan tâm sẽ là đồng tiền của các
quốc gia. Giả sử rằng lãi suất đồng ngoại tệ cao hơn lãi suất trong nước và không có
chi phí giao dịch, nhà đầu tư trong nước sẽ chuyển đổi nội tệ sang ngoại tệ theo tỷ
giá giao ngay hiện tại để đầu tư ra nước ngoài nhằm hưởng lãi suất cao; và đến khi
đáo hạn, khoản thu thập bằng ngoại tệ sẽ được chuyển đổi lại thành nội tệ. Tùy vào
hành vi của các nhà đầu tư mà hai lý thuyết về ngang giá lãi suất được hình thành,
bao gồm: “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” và “Ngang giá lãi suất có phòng
ngừa”.
Quay trở lại tình huống trên, nếu như nhà đầu tư lo sợ tỷ giá sẽ thay đổi làm
ảnh hưởng đến kết quả kinh doanh chênh lệch, họ có thể tham gia vào một hợp

đồng kỳ hạn nhằm cố định tỷ giá hối đoái vào thời điểm đáo hạn của khoản đầu tư
bằng đồng ngoại tệ. Chiến lược này được gọi là “Kinh doanh chênh lệch lãi suất có
phòng ngừa”. Hoạt động kinh doanh này sẽ tạo ra lực thị trường nhằm điều chỉnh tỷ
giá giao ngay, tỷ giá kỳ hạn và lãi suất giữa hai đồng tiền, khiến cho hoạt động kinh
doanh chênh lệch sẽ không còn thu được lợi nhuận vượt trội. Cơ chế điều chỉnh có
thể tóm tắt như sau:
 Việc dùng nội tệ để mua ngoại tệ trên thị trường giao ngay sẽ tạo áp lực làm
giảm giá đồng nội tệ. Như vậy, với số vốn bằng nội tệ ban đầu, các nhà đầu
tư khi chuyển đổi sang ngoại tệ sẽ thu được ít ngoại tệ hơn.
 Bán kỳ hạn đồng ngoại tệ sẽ làm giảm giá kỳ hạn đồng ngoại tệ


7

 Dòng tiền đầu tư vào ngoại tệ sẽ tạo áp lực tăng lãi suất đồng nội tệ và giảm
lãi suất ngoại tệ.
Như vậy, hoạt động kinh doanh chênh lệch sẽ điều chỉnh lãi suất và tỷ giá
khiến cho chiến lược kinh doanh này không còn thu được lợi nhuận tốt hơn so với
đầu tư trong nước. Trạng thái mà tỷ giá và lãi suất được điều chỉnh làm mất đi cơ
hội tiến hành kinh doanh chênh lệch có phòng ngừa được gọi là “Ngang giá lãi
suất” (Interest Rate Parity – IRP). Trong thế cân bằng này, sự khác biệt giữa tỷ giá
kỳ hạn và tỷ giá giao ngay giữa hai đồng tiền được bù đắp bằng chênh lệch lãi suất
giữa hai đồng tiền đó. Để minh họa cho trạng thái này, gọi rf là lợi nhuận thu được
của nhà đầu tư trong nước khi tiến hành kinh doanh chênh lệch lãi suất có phòng
ngừa. Lợi nhuận của chiến lược này sẽ phụ thuộc vào hai yếu tố, đó là lãi suất đồng
ngoại tệ và thay đổi của tỷ giá hối đoái giữa hai đồng tiền trong khoảng thời gian
tiến hành đầu tư:
rf = (1+ i∗t,k )

F t,k

St

–1

Với St: tỷ giá giao ngay tại thời điểm t
Ft,k: tỷ giá kỳ hạn tại thời điểm t của kỳ hạn k
i∗t,k : lãi suất đồng ngoại tệ tại thời điểm t của kỳ đáo hạn k
Nếu “Ngang giá lãi suất IRP” tồn tại thì tỷ suất sinh lợi thu được từ kinh
doanh chênh lệch có phòng ngừa sẽ bằng với lãi suất trong nước it,k , cụ thể:
rf = it,k  1 + it,k = ( 1+ i*t,k )

F t,k
St

(2.1)

Phương trình (2.1) thể hiện nội dung của lý thuyết “Ngang giá lãi suất có
phòng ngừa”. Trường hợp các nhà đầu tư không phòng ngừa rủi ro tỷ giá bằng hợp
đồng kỳ hạn sẽ là nội dung của lý thuyết “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa”.
Lý thuyết “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” cho rằng, trong điều kiện nhà đầu


8

tư bàng quan với rủi ro tỷ giá, đồng nội tệ được kỳ vọng sẽ giảm giá khi lãi suất tiền
gởi đồng nội tệ cao hơn lãi suất tiền gởi ngoại tệ. Đây là trạng thái cân bằng do các
lực thị trường tạo ra nhằm triệt tiêu các cơ hội kinh doanh chênh lệch giá, dẫn đến
tỷ suất sinh lợi thu được khi nắm giữa hai đồng tiền bất kì là như nhau. Trạng thái
“Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” có thể được biểu diễn như sau:
( 1 + it,k ) = ( 1+ i*t,k )

E t S t+k
St

(2.2)

với it,k (i*t+k) thể hiện lãi suất của các sản phẩm tài chính định danh bằng đồng nội tệ
(ngoại tệ) tại thời điểm t của kỳ đáo hạn k; St là tỷ giá hối đoái giao ngay danh
nghĩa tính bằng số lượng đồng nội tệ tương ứng với 1 đồng ngoại tệ (do đó khi tỷ
giá tăng đồng nghĩa với việc đồng nội tệ mất giá) và Et là giá trị kỳ vọng dựa trên
các thông tin có được tại thời điểm t.
Dựa trên công thức (2.2), phương trình kiểm định thực nghiệm thường được
sử dụng trong các nghiên cứu về UIP là:

Δst+k = st+k – st = α + β ( it,k – i*t,k ) + εt+k

(2.3)

với st ≡ ln(St) và εt+k là kỳ vọng hợp lý của sai số ước lượng. Giả thuyết kiểm định
H0 của UIP là α = 0 và β = 1, đồng thời εt+k là nhiễu trắng. Khi đó, một sự gia tăng
trong lãi suất đồng nội tệ, tính trung bình, sẽ kéo theo sự giảm giá của đồng nội tệ
với độ lớn tương đương.
Ngoài ra, nếu giả định “Ngang giá lãi suất có phòng ngừa” tồn tại, thành
phần chênh lệch lãi suất ở vế phải của (2.3) có thể được thay thế bằng phần bù kỳ
hạn. Khi đó, UIP có thể được kiểm định dựa trên phương trình (2.4) bên dưới,
tương đương với (2.3), trong đó ft,k ≡ ln(Ft,k):

Δst+k = st+k – st = α + β ( ft,k – st ) + εt+k

(2.4)

9

2.2 Các nghiên cứu trƣớc đây về “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa”
Phương trình (2.3) đã được ước lượng trong rất nhiều nghiên cứu về UIP, với
những loại tiền tệ cũng như khung thời gian nghiên cứu khác nhau. Trong hầu hết
các nghiên cứu, giá trị ước lượng của hệ số β đều nhỏ hơn 1, thậm chí mang giá trị
âm. Nghiên cứu của Froot và Thaler (1990) tổng hợp kết quả của 75 nghiên cứu về
UIP đã báo cáo hệ số hồi quy β nhận giá trị âm trong phần lớn các nghiên cứu. Đối
với những nghiên cứu thu được giá trị β dương thì giá trị này cũng nhỏ hơn 1. Giá
trị trung bình của hệ số hồi quy β thu được từ các nghiên cứu về UIP là –0.88 (Froot
và Thaler, 1990), cung cấp một bằng chứng mạnh mẽ chống lại lý thuyết UIP. Giá
trị β âm diễn giải ý nghĩa kinh tế đáng ngạc nhiên là khi lãi suất đồng nội tệ cao hơn
so với lãi suất ngoại tệ, đồng nội tệ lại tăng giá (thay vì phải giảm giá để bù trừ cho
chênh lệch lãi suất, theo như lý thuyết UIP đã dự báo). Kết quả này được biết đến
như là “Câu đố về UIP”, cho thấy lý thuyết UIP đã dự báo sai hướng di chuyển của
các loại tiền tệ. Ngoài ra, một thực tế rút ra từ các nghiên cứu về UIP là hệ số β
không ổn định. Cụ thể, Chinn và Meredith (2005) sử dụng dữ liệu theo quý của Mỹ
và 6 quốc gia OECD để ước lượng β cho từng quốc gia theo từng khung thời gian
nghiên cứu khác nhau (1980-1986, 1987- 1993 và 1994-2000). Kết quả cho thấy đối
với hầu hết các quốc gia, β thay đổi một cách đáng kể qua những khung thời gian
khác nhau. Cụ thể, đối với khung thời gian thứ nhất và thứ ba, phần lớn các giá trị
ước lượng của β nhận giá trị âm; nhưng β của 5/6 quốc gia lại mang giá trị dương
trong giai đoạn 1987- 1993. Đồng thời, có thể rút ra kết luận rằng mặc dù giá trị ước
lượng của β có sự thay đổi, nhưng nhìn chung những trường hợp mà β có ý nghĩa
thì đều nhận giá trị âm, với độ tin cậy 99%. Kết quả này khẳng định lại kết quả
nghiên cứu của Froot và Thaler (1990). Tổng hợp các hệ số β thu được từ nghiên
cứu này thể hiện ở Hình (2.1) dưới đây.

10

Hình 2.1: Giá trị ước lượng của hệ số β trong 3 giai đoạn khác nhau ở 6
quốc gia. Mỗi cột thể hiện ước lượng điểm của β tương ứng với các giai đoạn
Q1/1980-Q4/1986, Q1/1987-Q4/1993 và Q1/1994-Q4/2000. Nguồn: Chinn và
Meredith (2005).
Tương tự, nghiên cứu của Frydman và Goldberg (2007) sử dụng dữ liệu tháng
của Mỹ, Đức, Anh và Nhật Bản để ước lượng β qua các khung thời gian khác nhau
12/1982 –12/1984, 1/1985–12/1989, và 1/1990–12/1993. Chỉ có năm trong số chín
giá trị ước lượng của β là âm, ba trong số năm giá trị đó xuất hiện ở khung thời gian
thứ nhất. Các giá trị dương còn lại của β thì có chênh lệch lớn, từ mức +0.53 của
Nhật Bản đến +5.28 của Anh (đều trong cùng khung thời gian thứ hai).
Trước thực tế khả năng dự báo của UIP không được hỗ trợ bởi bằng chứng
thực nghiệm, các nhà nghiên cứu tiến hành kiểm định UIP dựa trên những thiết lập
khác nhau. Trước hết có thể kể đến việc mở rộng kỳ hạn cho các biến nghiên cứu,
bởi theo tranh luận của McCallum (1994) hay Meredith và Chinn (2004), trong
ngắn hạn thì thất bại của UIP có thể do những cú sốc của phần bù rủi ro khi xuất
hiện những thay đổi từ chính sách tiền tệ; nhưng trong dài hạn thì tỷ giá được điều
chỉnh bởi các yếu tố nội tại của nền kinh tế, do đó có thể kỳ vọng rằng mối quan hệ
giữa tỷ giá và lãi suất sẽ thống nhất với lý thuyết UIP trong dài hạn. Meredith và
Chinn (2004) hồi quy tỷ suất sinh lợi từ thời điểm t đến t+m của tỷ giá theo lợi tức
trái phiếu chính phủ với nhiều loại kỳ hạn m khác nhau, có thể kéo dài đến 10 năm.


11

Kết quả cho thấy rằng với m càng cao thì β có xu hướng tiến dần đến 1, tuy nhiên
UIP vẫn bị bác bỏ đối với 3 trong số 6 cặp tiền tệ được nghiên cứu tại kỳ hạn 10
năm. Tương tự, nghiên cứu của Snaith và cộng sự (2013) tiến hành với kỳ hạn trải

dài từ 1 tháng đến 10 năm, khung thời gian từ 1980 đến 2006, cho thấy giá trị ước
lượng của β tiến tới 1 (là giá trị theo dự báo của UIP) khi kỳ hạn tăng lên. Cụ thể là
“Câu đố UIP” xuất hiện với các kỳ hạn dưới 5 năm, nhưng có xu hướng biến mất
khi kỳ hạn kéo dài hơn 5 năm. Mehl và Cappiello (2009) nghiên cứu UIP với lãi
suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 5 và 10 năm, trong hai nhóm thị trường là các nước
phát triển và đang phát triển, ghi nhận được rằng chênh lệch lãi suất có tác động
một phần đến biến động của tỷ giá hối đoái ở các nước phát triển. Ngược lại, ít có
bằng chứng cho thấy UIP tồn tại ở các thị trường đang phát triển. Do đó hai tác giả
kết luận rằng sự tồn tại của UIP không hẳn dựa vào kỳ hạn nghiên cứu mà phụ
thuộc nhiều hơn vào loại tiền tệ đang xem xét. Kết luận này cũng thống nhất với
nghiên cứu của Bekaert và cộng sự (2007).
Một nhánh nghiên cứu khác là mở rộng phạm vi nghiên cứu ra các quốc gia
đang phát triển. Hầu hết những nghiên cứu trước về UIP đều tập trung ở những
quốc gia phát triển hơn là ở những thị trường mới nổi, nguyên nhân xuất phát từ
mức độ hội nhập tài chính kém cũng như khó khăn trong việc thu thập dữ liệu của
các quốc gia này. Tuy nhiên, xu hướng hội nhập tài chính ngày càng sâu rộng đã
cho phép các nhà nghiên cứu tiếp cận phân tích các quốc gia đang phát triển. Dựa
trên thực tế rằng các quốc gia này có những đặc điểm khác biệt so với các nước phát
triển, đơn cử như thu nhập trên đầu người thấp hơn, lạm phát cũng như biến động
của lạm phát cao hơn dẫn đến lãi suất danh nghĩa cao, dòng chu chuyển vốn thường
bị giới hạn và kiểm soát, tỷ giá hối đoái được điều hành chặt chẽ bởi hoạt động can
thiệp từ ngân hàng trung ương; UIP có thể sẽ thể hiện một cách khác biệt ở các quốc
gia này so với các nước phát triển (Alper và cộng sự, 2009). Do đó dữ liệu của các
thị trường này cung cấp các kết quả kiểm định tốt hơn cho lý thuyết UIP (Flood và
Rose, 2001). Bansal và Dahlquist (2000) kiểm định UIP với dữ liệu tỷ giá và lãi
suất theo tuần của 28 quốc gia trong giai đoạn 1/1976 đến 5/1998, trong đó có 16


12

quốc gia đang phát triển. Kết quả gợi ý rằng “Câu đố UIP” là hiện tượng dường như
chỉ xuất hiện ở các quốc gia có tổng thu nhập quốc nội trên đầu người cao (các quốc
gia phát triển). Bằng chứng từ các nước đang phát triển và các nước có thu nhập
trên đầu người thấp ủng hộ cho lý thuyết UIP. Cụ thể hơn, mối tương quan ngược
chiều giữa thay đổi tỷ giá và chênh lệch lãi suất chỉ xuất hiện ở các quốc gia phát
triển có lãi suất thấp hơn lãi suất Mỹ. Nói cách khác, hệ số β sẽ tiến gần đến 1 đối
với những quốc gia có thu nhập đầu người thấp, xếp hạng tín nhiệm thấp, lạm phát
bình quân cao và mức độ biến động của lạm phát cao. Đây đều là những đặc điểm
của các thị trường đang phát triển. Frankel và Poonawala (2010) cũng cho thấy độ
lệch khỏi “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” ở các thị trường đang phát triển
nhỏ hơn so với các nước phát triển, dựa trên nghiên cứu dữ liệu của 14 quốc gia
mới nổi trong giai đoạn 12/1996 – 4/2004. Hệ số ước lượng β tính trung bình là lớn
hơn 0, đối với các trường hợp nhận giá trị âm thì cũng không khác biệt có ý nghĩa
so với 0, cho thấy độ lệch khỏi UIP ở các thị trường này ít hơn so với các nước phát
triển. Tuy nhiên, nghiên cứu của Mehl và Cappiello (2009) chỉ ra kết quả trái
ngược, khi mà độ lệch khỏi UIP ở các nước đang phát triển trầm trọng hơn so với
các nước phát triển. Trong khi đó, nghiên cứu của Aysun và Lee (2014) cho thấy
UIP không tồn tại ở hầu hết 28 quốc gia được nghiên cứu, bất kể đó là quốc gia phát
triển hay đang phát triển. Flood và Rose (2001) tiến hành nghiên cứu 13 quốc gia
phát triển và 10 quốc gia đang phát triển, trong đó tập trung vào các quốc gia chịu
khủng hoảng trong thập niên 90, bởi lẽ các quốc gia này có mức độ biến động của
tỷ giá và lãi suất cao, có thể cung cấp được kết quả khác biệt so với những nghiên
cứu về UIP trước đây. Nghiên cứu chỉ ra rằng giá trị ước lượng của β phù hợp hơn
với lý thuyết UIP so với các nghiên cứu trước, tức là β nhận giá trị dương, tuy nhiên
vẫn lệch xa khỏi giá trị 1 theo lý thuyết. Đồng thời, tồn tại nhiều bằng chứng từ các
quốc gia có độ biến động của tỷ giá và lãi suất cao ủng hộ cho UIP hơn so với các
quốc gia có tỷ giá cố định; tuy nhiên tương quan giữa tỷ giá và lãi suất (xét theo
UIP) thì không có khác biệt có ý nghĩa giữa 2 nhóm quốc gia giàu và nghèo (trái
ngược với kết quả thu được từ nghiên cứu của Bansal và Dahlquist (2000)). Clarida

13

và cộng sự (2009) nghiên cứu các quốc gia thuộc nhóm G10 trong mối tương quan
với Mỹ, giai đoạn 1991 – 2009, tranh luận rằng hệ số β âm tìm thấy trong các
nghiên cứu trước là do độ biến động trong thời kỳ nghiên cứu, trong giai đoạn càng
biến động thì β càng gần tiến tới 1.
2.3 Giải thích độ lệch khỏi “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa”
Ba thập kỷ kể từ khi Fama (1984) chỉ ra thất bại của UIP trong thực nghiệm,
rất nhiều nghiên cứu đã theo đuổi “câu đố” này, nhưng có vẻ như các nhà kinh tế
học chỉ tạm thống nhất về mối tương quan ngược chiều giữa thay đổi tỷ giá và
chênh lệch lãi suất, còn về nguyên nhân dẫn đến hiện tượng này thì vẫn còn nhiều
tranh cãi. Theo đó, có 3 hướng nghiên cứu chính nhằm giải thích cho độ lệch khỏi
UIP: kỳ vọng không hợp lý của các nhà đầu tư, biến động theo thời gian của phần
bù rủi ro và mối quan hệ phi tuyến giữa chênh lệch lãi suất - thay đổi tỷ giá hối
đoái.
2.3.1 Kỳ vọng không hợp lý
Với giả định thông thường là sai số ước lượng không có tương quan với thông
tin trong quá khứ, thì tỷ suất sinh lợi vượt trội của tỷ giá sẽ bằng với phần bù rủi ro
(Lewis,1995). Nhiều nghiên cứu sử dụng dữ liệu điều tra để phân tách sai số ước
lượng và phần bù rủi ro, nhằm thu được kết luận chính xác về vai trò của hai thành
phần này đóng góp vào độ lệch khỏi UIP, điển hình như kết quả từ nghiên cứu của
Frankel và Froot (1987) cho thấy tỷ giá kỳ vọng của các nhà đầu tư khác biệt có ý
nghĩa so với tỷ giá hậu nghiệm, đồng nghĩa với kỳ vọng là không hợp lý. Kỳ vọng
không hợp lý còn thể hiện qua một hiện tượng được gọi là “Peso problem”. “Peso
problem” xuất hiện khi mà các nhà đầu tư tham gia vào thị trường tiên đoán có sự
thay đổi chính sách trong tương lai, mặc dù những thay đổi đó không thực sự xảy ra
trong thời kỳ nghiên cứu. Trong tình huống này, kỳ vọng của thị trường về tỷ giá
giao ngay tương lai không phù hợp với tình hình thực tế, dẫn đến diễn biến tỷ giá
hối đoái sẽ sai lệch khỏi tỷ giá kỳ vọng một cách có hệ thống. Và bởi vì kỳ vọng

14

của thị trường được phản ánh vào phần bù kỳ hạn nên độ lệch này sẽ khiến cho tỷ
giá kỳ hạn không phải ước lượng chính xác cho tỷ giá giao ngay tương lai. Milton
Friedman là người đầu tiên sử dụng cụm từ này khi giải thích tại sao lãi suất tiền gởi
của đồng peso Mexico vẫn cao hơn nhiều so với lãi suất USD trong những năm đầu
thập niên 70, bất chấp tỷ giá đã được cố định suốt một thập kỉ. Lý do được đưa ra là
thị trường kỳ vọng peso sẽ bị phá giá, do đó lãi suất peso cao phản ánh tình trạng
đồng peso yếu đi, mặc dù sự kiện này chỉ diễn ra vào năm 1976 khi chính phủ
Mexico phá giá đồng peso 45%. Nghiên cứu của Burnside và cộng sự (2011) tập
trung vào việc giải thích cho lợi nhuận thu được từ chiến lược đầu tư “kinh doanh
chênh lệch” (carry trade), bằng lý thuyết “peso problem”. Đây là chiến lược đầu tư
mà ở đó những người tham gia sẽ vay các đồng tiền có lãi suất thấp với mục đích
cho vay lại bằng đồng tiền có lãi suất cao. Nếu UIP tồn tại, chiến lược này sẽ không
đem lại lợi nhuận vượt trội. Dữ liệu từ 19 loại tiền tệ khác nhau cho thấy chiến lược
carry trade đem lại lợi nhuận cao hơn so với lợi nhuận thu được từ việc đầu tư vào
một đồng tiền duy nhất, và tỷ số Sharpe của danh mục bao gồm các loại tiền tệ cao
gần gấp đôi so với tỷ số Sharpe thu được từ thị trường chứng khoán Mỹ. Lợi nhuận
vượt trội này được chứng minh không xuất phát từ việc bù trừ rủi ro thị trường, mà
do nguyên nhân khác là vấn đề peso problem.
2.3.2 Phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian
Một trong những giả định của lý thuyết UIP là các nhà đầu tư bàng quan với
rủi ro. Tuy nhiên trên thực tế các nhà đầu tư có thể sẽ ngại rủi ro, nên họ sẽ yêu cầu
một phần bù rủi ro cho việc nắm giữa tài sản có rủi ro, cụ thể ở đây là các loại tiền
tệ. Như Fama (1984) đã đề xuất, phần bù rủi ro này có thể là một phần trong phần
dư và có tương quan đến biến thay đổi tỷ giá trong phương trình hồi quy (2.3), do
đó việc bỏ sót biến này sẽ làm sai lệch kết quả ước lượng β. Cụ thể như sau, Fama
đo lường đồng thời hai thành phần của tỷ giá kỳ hạn là phần bù rủi ro và tỷ giá giao

ngay kỳ vọng:
ft = E(st+1) + Pt

(2.5)


15

với ft là log tự nhiên của tỷ giá kỳ hạn, st+1 là log tự nhiên của tỷ giá giao ngay,
E(st+1) là tỷ giá giao ngay kỳ vọng dựa trên giả định kỳ vọng là hợp lý và Pt là phần
bù rủi ro. Phương trình (2.5) có thể được viết lại thành:
ft – st = E(st+1 – st) + Pt

(2.6)

Giả định rằng “Ngang giá lãi suất” (IRP) tồn tại (ft – st = it – i*t), phương trình
(2.6) có thể chuyển đổi thành:
it – i*t = E(st+1 – st) + Pt

(2.7)

Thay thế phương trình (2.7) vào phương trình (2.3) ở trên:
st+1 – st = α + β [E(st+1 – st) + Pt] + εt+1

(2.8)

Với giả định kỳ vọng hợp lý (st+1 – st = E(st+1 – st)), β trong phương trình (2.8)
sẽ được tính như sau:
β=

=
=
=

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 Δs t+1 ,E t Δs t+1 +P t )
Var (E t Δs t+1 +P t )

E[E t Δs t+1 (E t Δs t+1 +P t )] – E(E t Δs t+1 )E(E t Δs t+1 +P t )
Var (E t Δs t+1 ) + Var (P t ) + 2Cov (E t Δs t+1 ,P t )
E[(E t Δs t+1 )2 ] – [E(E t Δs t+1 )]2 + E[(E t Δs t+1 )P t ] – E(E t Δs t+1 )E(P t )
Var (E t Δs t+1 ) + Var (P t ) + 2Cov (E t Δs t+1 ,P t )
Var (E t Δs t+1 ) + Cov (E t Δs t+1 ,P t )
Var (E t Δs t+1 ) + Var (P t ) + 2Cov (E t Δs t+1 ,P t )

(2.9)

với Var() thể hiện phương sai và Cov() thể hiện cho hiệp phương sai. Theo đó, (2.9)
chỉ ra rằng :
 Nếu phần bù rủi ro là hằng số, Var(Pt) = 0, thì hiệp phương sai giữa phần bù
rủi ro và thay đổi tỷ giá giao ngay kỳ vọng sẽ bằng 0 (Cov(EtΔst+1,Pt) = 0).
Khi đó β sẽ nhận giá trị là 1 theo như lý thuyết UIP.


16

 Nếu tương quan giữa phần bù rủi ro và thay đổi tỷ giá kỳ vọng là ngược
chiều (Cov(EtΔst+1,Pt) < 0), và phương sai của phần bù rủi ro lớn, thì giá trị
ước lượng của β trong phương trình (2.3) có xu hướng nhỏ hơn 1, thậm chí
nhận giá trị âm, phù hợp với hầu hết các kết quả nghiên cứu thực nghiệm về
UIP. Độ lệch của giá trị β ước lượng được so với 1 chính là thước đo trực
tiếp cho độ biến động của phần bù rủi ro.
Dựa trên dữ liệu tỷ giá giao ngay, tỷ giá kỳ hạn 30 ngày và lãi suất, giai đoạn
1973 – 1982, của chín quốc gia, Fama (1984) cho thấy rằng hiệp phương sai giữa
phần bù rủi ro Pt và thay đổi tỷ giá giao ngay kỳ vọng E(st+1 – st) nhận giá trị âm, và
phương sai của phần bù rủi ro Var(Pt) lớn hơn so với phương sai của thay đổi tỷ giá
giao ngay kỳ vọng Var(E(st+1 – st)). Kết quả này chỉ ra rằng nhiều khả năng phần bù
rủi ro đã làm sai lệch kết quả kiểm định “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa”
theo hướng bác bỏ sự tồn tại của hiện tượng này.
Đối với các nghiên cứu kiểm định UIP ở các quốc gia phát triển, sự tồn tại của
phần bù rủi ro có thể xuất phát từ rủi ro tỷ giá hối đoái nếu như các nhà đầu tư ngại
rủi ro. Tuy nhiên, đối với các quốc gia đang phát triển, ngoài rủi ro tỷ giá, các nhà
đầu tư có thể đòi hỏi phần bù cho “rủi ro quốc gia” ( ví dụ như khủng hoảng ở nước
ngoài khiến cho chính phủ nước đó hạn chế việc chuyển đổi tiền tệ), và “rủi ro
chính sách” ( là rủi ro xuất hiện do các biện pháp kiểm soát, hạn chế dòng vốn).
Những nghiên cứu thực nghiệm về trạng thái “Ngang giá lã suất không phòng
ngừa” thường được xây dựng dựa trên một số giả định khá nghiêm ngặt. Cụ thể,
ngoài việc phải giả định kỳ vọng là hợp lý để có thể xây dựng được mô hình thực
nghiệm có thể ước lượng được, các nhà nghiên cứu cũng thường áp đặt các giả định
khác như nhà đầu tư là bàng quan với rủi ro, các loại tiền tệ đang được nghiên cứu
tương đồng với nhau về tính thanh khoản – kỳ hạn – “rủi ro quốc gia”, thị trường tài
chính phải phát triển, cũng như là không tồn tại chi phí giao dịch hay các biện pháp
kiểm soát dòng luân chuyển vốn. Hệ quả kéo theo là lãi suất thực ở các quốc gia sẽ
tiến về mức cân bằng. Giả định về lãi suất thực cân bằng và ngang giá sức mua tồn

17

tại là hai giả định chủ chốt nhằm xây dựng nên lý thuyết UIP. Vì vậy, việc không
tìm thấy bằng chứng hỗ trợ cho lý thuyết UIP trong thực nghiệm cho thấy một hoặc
nhiều giả định đã bị vi phạm. Ví dụ như khi giả định về tính đồng nhất của các loại
tiền tệ bị vi phạm, thì ngay cả những nhà đầu tư bàng quan với rủi ro tỷ giá cũng đòi
hỏi một phần bù rủi ro để bù đắp cho “rủi ro quốc gia” tương ứng với mỗi đồng
tiền. Do đó, dựa trên đặc điểm chung của các quốc gia đang phát triển (và cũng là
đối tượng được quan tâm chính trong bài nghiên cứu này), sẽ hợp lý khi cho rằng
phần bù rủi ro là một yếu tố quan trọng cần được quan tâm, kể cả khi các nhà đầu tư
được giả định là có kỳ vọng hợp lý. Một số nghiên cứu được tiến hành ở các quốc
gia đang phát triển đã chứng minh vai trò của phần bù rủi ro trong các quyết định
đầu tư ở các quốc gia này. Nghiên cứu của Frankel và Okongwu (1996) hay của
Domowitz và cộng sự (1998) đã phân tích phần bù rủi ro tương ứng với rủi ro tỷ giá
và rủi ro quốc gia của Mexico trong những năm đầu thập niên 90. Các tác giả cho
thấy phần bù rủi ro này là đáng kể, trong đó phần bù rủi ro tỷ giá lớn hơn và biến
động nhiều hơn so với rủi ro quốc gia; dẫn đến độ lệch khỏi trạng thái UIP ở
Mexico trong giai đoạn này phần lớn là do phần bù rủi ro gây ra. Nghiên cứu của
Rojas-Suarez và Sotelo (2007) ở các quốc gia Mỹ Latinh chỉ ra rằng rủi ro quốc gia
có tác động đến lãi suất nội tệ (dựa trên kết quả kiểm định nhân quả Granger), hàm
ý rằng nếu như không xem xét đến phần bù rủi ro thì kết quả ước lượng trạng thái
UIP sẽ bị sai lệch.
Có hai phương pháp chính được các nhà nghiên cứu sử dụng khi kiểm định vai
trò của phần bù rủi ro trong lý thuyết UIP. Thứ nhất là sử dụng dữ liệu điều tra về tỷ
giá kỳ vọng, thay vì sử dụng dữ liệu tỷ giá hậu nghiệm. Frankel và Froot (1990) sử
dụng dữ liệu điều tra của tỷ giá hối đoái kỳ vọng nhằm tách độ lệch khỏi UIP thành
hai thành phần: độ lệch do kỳ vọng và độ lệch do phần bù rủi ro. Kết quả cho thấy
phần bù rủi ro không có tương quan với tỷ giá kỳ vọng, và do đó không thể làm sai
lệch kết quả ước lượng của β. Thay vào đó, độ lệch khỏi UIP là do tồn tại sai số có
hệ thống khi dự báo tỷ giá. Tương tự, Cavaglia và cộng sự (1993) cũng sử dụng dữ

liệu điều tra, và cho thấy các giá trị kỳ vọng của tỷ giá là không hợp lý và nhà đầu


18

tư không sử dụng hết thông tin sẵn có một cách hiệu quả. Tuy nhiên, cũng sử dụng
dữ liệu điều tra, Taylor (1989) thu được kết quả trái ngược khi kết luận rằng chính
tâm lý ngại rủi ro, nói cách khác là sự tồn tại của phần bù rủi ro, đã dẫn đến sai lệch
của UIP trong thực nghiệm.
Phương pháp thứ hai là xem xét liệu tỷ suất sinh lợi vượt trội của tỷ giá có
được giải thích bởi phần bù rủi ro, được tính bằng phương sai hoặc độ lệch chuẩn
của sai số ước lượng. Domowitz và Hakkio (1985) là những tác giả đầu tiên đo
lường phương sai này bằng mô hình “Dị phương sai tự hồi quy” (Autoregressive
conditional heteroscedasticity - ARCH). Mô hình ARCH là mô hình phù hợp nhằm
giải quyết hiện tượng phương sai thay đổi trong quá trình ước lượng hệ số hồi quy,
bởi vì Cumby và Obstfeld (1982) và Hodrick và Srivastava (1984) đã chỉ ra rằng
sai số ước lượng có phương sai thay đổi. Đồng thời Mussa (1979) cũng quan sát
thấy rằng “đối với nhiều tỷ giá, có những giai đoạn yên ắng mà khi đó biến động
của tỷ giá hàng ngày hoặc hàng tuần là rất nhỏ, và có những giai đoạn mà biến động
ngày qua ngày là lớn”. Hai đặc điểm này của phương sai đều được nắm bắt bởi mô
hình ARCH. Nghiên cứu của Domowitz và Hakkio (1985) kiểm định UIP theo
phương trình sau:
𝑆𝑡+1 −𝑆𝑡
𝑆𝑡

= β0 + β1

2
ℎ𝑡+1
= α0 +

𝐹𝑡 −𝑆𝑡
𝑆𝑡

+ θht+1 + εt+1 ,

𝑝
2
𝑖=1 𝛼𝑖 𝜀𝑡+1−𝑖

2
εt+1│It ~ N (0,ℎ𝑡+1
)

+ ϕzt

Kết quả ước lượng cho thấy có bằng chứng cho sự tồn tại của phần bù rủi ro cố định
(β0 có ý nghĩa thống kê ở tất cả các quốc gia nghiên cứu), tuy nhiên phương sai của
sai số ước lượng không phải là phép đo hoàn hảo cho phần bù rủi ro.
Berk và Knot (2001) kiểm định UIP bằng mô hình ARCH–in–mean cho 5
quốc gia trong giai đoạn 1975 – 1997, sử dụng lãi suất trái phiếu dài hạn thay vì
ngắn hạn. Kết quả phần nào cung cấp bằng chứng cho sự tồn tại của UIP ở bốn
trong số năm quốc gia công nghiệp được nghiên cứu. Tuy nhiên, không tìm thấy