Bài soạn TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

Những sai lệch khỏi UIRP mạnh hơn trong những thời kỳ có tính bất định cao, trong khi UIRP có xu hướng tồn tại trong những thời kỳ có tính bất định thấp. Trong khi chúng ta đều biết rằng những sai lệch khỏi UIRP rất lớn và chúng thay đổi theo thời gian, đây là bài báo đầu tiên cung cấp một cơ sở kinh tế hợp lý cho cả câu đố UIRP cũng như sự biến động theo thời gian của các tham số ước lượng UIRP thông qua việc liên kết những sai lệch UIRP với tính bất định

CHƯƠNG 1 GIỚI THIỆU TỔNG QUAN BÀI NGHIÊN CỨU

1 Lý do thực hiện nghiên cứu:

UIRP là một là một trong những lý thuyết quan trọng của hầu hết các mô hình kinh tế

vĩ mô quốc tế, Tuy nhiên một thực tế nổi tiếng trong tài chính quốc tế là ngang giá lãisuất không phòng ngừa (UIRP) không được chứng minh bởi các dữ liệu thực nghiệmđặc biệt là trong ngắn hạn Một sự khó hiểu khác về UIRP trong nghiên cứu thựcnghiệm là các hệ số không những không thể dự đoán bằng các lý thuyết, mà chúngcòn không ổn định theo thời gian Xuất phát từ vấn đề hạn chế trong các nghiên cứuthực nghiệm nhằm chứng minh sự tồn tại của UIRP cũng như đưa ra được một lời giảithích hợp lý nhất cho sự lệch khỏi UIRP Bài viết này cung cấp một lời giải thích cho

cả hai câu đố về UIRP bằng cách lập luận rằng tính bất định là một trong những lý dogiải thích cho sự thiếu chính xác trong thực nghiệm của UIRP đặc biệt là trong ngắnhạn

2 Mục tiêu nghiên cứu:

Bài báo đi sâu vào việc nghiên cứu thực nghiệm “Ngang giá lãi suất không phòngngừa” tại các nước công nghiệp hóa và xem xét năm cặp tiền tệ, trong điều kiện cóxem xét đến yếu tố “tính bất định của tỷ giá hối đoái”, nhằm trả lời các câu hỏi sau:

 UIRP không thể tồn tại trong thực nghiệm, đặc biệt là trong ngắn hạn Nhưngđiều này thực sự đúng hay không?

 Tính bất định liệu có thể giải thích cho sự lệch khỏi UIRP hay không?

3 Đối tượng nghiên cứu:

Bài báo thu thập dữ liệu hàng tháng kéo dài từ tháng 11/1993 đến tháng 1/2015 thôngqua Datastream về:

 Tỷ giá hối đoái (xem xét 5 cặp tiền tệ: đồng Franc Thụy Sĩ, đồng đô la Canada,bảng Anh, đồng yên Nhật và đồng Euro so với đồng đô la Mỹ) - Dữ liệu đượcthu thập từ WM / Reuters

 Lãi suất cho vay liên ngân hàng châu Âu (Euro LIBOR) kỳ hạn ba tháng, lãisuất của riêng 5 Quốc gia và Hoa Kỳ - Dữ liệu được thu thập từ FinancialTimes.

 Các thước đo tính bất định ( bắt đầu vào tháng 11/1993 và kết thúc vào tháng1/2015 cho tất cả các loại tiền ngoại trừ Euro - bắt đầu vào tháng 7/2001)

 Ngoài ra còn một số dữ liệu về tỷ giá và lãi suất của những quốc gia bổ sung

(Thông tin chi tiết được mô tả trong Table 1).

4 Phương pháp nghiên cứu:

Để thực hiện nghiên cứu, bài báo sử dụng phương pháp tiếp cận ngang giá lãi suấtkhông phòng ngừa thông qua việc xem xét tính bất định của tỷ giá hối đoái

 Sử dụng phương pháp dự báo khảo sát đồng thuận (Consensus survey

forecasts) nhằm đo lường tính bất định của báo tỷ giá hối đoái Phương pháp

này có điểm đặc biệt thuận lợi là dựa trên khảo sát và kết hợp kịp thời mộtlượng lớn thông tin và không phụ thuộc vào một mô hình dự báo cụ thể nào Để

mở rộng mẫu của các quốc gia nghiên cứu, Bài báo xây dựng chỉ số bất địnhcủa tỷ giá dựa trên phương pháp bước đi ngẫu nhiên

 Sử dụng mô hình hồi quy OLS nhằm ước lượng các tham số của UIRP trongmẫu nghiên cứu đồng thời sử dụng chỉ số bất định tỷ giá hối đoái đã được xâydựng như là một biến giả trong mô hình hồi quy OLS Sau đó những kết quả từ

mô hình hồi quy sẽ được kiểm định thống kê thông qua việc sử dụng các nhómthử nghiệm QLR, Exp-W, Nyblom

5 Đóng góp của bài nghiên cứu

Đóng góp chính:

 Đây là bài báo đầu tiên đề xuất một thước đo mới về tính bất định của tỷ giá hốiđoái Tính mới không phải là phương pháp xây dựng chỉ số mới theo như Rossi

và Sekhposyan (2015), mà là sự ứng dụng của nó để đo lường tính bất định của

tỷ giá hối đoái.: dùng để đo lường mức độ thay đổi khó lường của tỷ giá hốiđoái so với quá khứ Sau đó, sử dụng chỉ số bất định của tỷ giá hối đoái để cungcấp bằng chứng thực nghiệm giải thích cho sự lệch khỏi UIRP

 Cung cấp một lời giải thích khác cho câu đố UIRP, cụ thể là ngang giá lãi suấtkhông phòng ngừa (UIRP) không thể tồn tại trong môi trường có tính bất địnhcao, trong khi nó có nhiều khả năng tồn tại trong môi trường có tính bất địnhthấp.

6 Kết cấu bài nghiên cứu

Kết cấu của bài nghiên cứu được phân chia theo bố cục như sau:

 Tóm tắt nghiên cứu

 Phần 1: giới thiệu nghiên cứu

 Phần 2: Dữ liệu nghiên cứu

 Phần 3: Chỉ số bất định của tỷ giá hối đoái

 Phần 4: Xem xét lại ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIRP)

 Phần 5: Tính bất định liệu có thể giải thích cho độ lệch khỏi UIRP haykhông?

 Phần 6: Hiệu ứng của tính bất định toàn cầu

 Phần 7: Xem xét trên một danh mục lớn các quốc gia

 Phần 8: Kết luận

 Lời cảm ơn

 Danh mục tài liệu tham khảo

Kết cấu của bài tiểu luận được phân chia theo bố cục như sau:

 Chương 1: giới thiệu tổng quan bài nghiên cứu

 Chương 2: Tổng quan lý thuyết về ngang giá lãi suất không phòng ngừaUIRP

 Chương 3: Các nghiên cứu thực nghiệm về UIRP và kết quả

 Chương 4: Chỉ số bất định tỷ giá hối đoái và mối liên hệ với UIRP

 Chương 5: Hiệu ứng sự bất định toàn cầu

 Chương 6: Xem xét trên danh mục các quốc gia bổ sung

 Kết luận

LÝ THUYẾT VỀ NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG

NGỪA UIRP

2.1 Định nghĩa về UIRP

Ngang giá lãi suất không phòng ngừa UIRP phát biểu rằng, trong trường hợp không có

cơ hội mua bán chênh lệch giá, lợi nhuận từ các khoản đầu tư ở hai quốc gia nên đượccân bằng khi chúng được chuyển đổi thành cùng loại tiền; điều này hàm ý rằng sựchênh lệch lãi suất sẽ dự đoán mức tăng hoặc giảm của tỷ giá hối đoái danh nghĩa songphương

2.2 Những điều kiện giả định của UIRP

UIRP tồn tại dựa trên các giả định:

 Thị trường tiền tệ cạnh tranh hoàn hảo

 Không tồn tại chi phí giao dịch

 Không tồn tại kinh doanh chênh lệch giá

 Nhà đầu tư trung lập với rủi ro

2.3 Xây dựng công thức UIRP

Ngang giá lãi suất không phòng ngừa được hình thành như sau:

Đặt:

 S t : Tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương tại thời điểm t

 S t+h : Tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương tại thời điểm t+h

 i t+h : Lãi suất trả cho trái phiếu trong nước với h là kỳ hạn của trái phiếu

 i *

t+h : Lãi suất trả cho trái phiếu nước ngoài với h là kỳ hạn của trái phiếu

 E t (S t+h /S t ) : Kỳ vọng tại thời điểm t về mức thay đổi tỷ giá hối đoái giữa S t+h so với S t

 s t = ln (S t ) , s t+h = ln (S t+h )

Ngang giá lãi suất không phòng ngừa phát biểu rằng, trong điều kiện thị trường

hoàn hảo và tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương là S t , các nhà đầu tư có thể mua 1/S t số lượng trái phiếu nước ngoài bằng đồng tiền nội tệ, trong đó S t làgiá trị của đồng tiền ngoại tệ tính theo nội tệ tại thời điểm t Giả sử trái phiếu nước ngoài trả cho một đơn vị trái phiếu với lãi suất nước ngoài giữa thời điểm

Theo đó: St1 S t+h (1+ i *

t+h ) = (1+i t+h ) (0) Với E t (S t+h /S t ) : Kỳ vọng tại thời điểm t về mức thay đổi tỷ giá hối đoái giữa S t+h so với S t

Khi đó, giá trị tương lai của S t+h sẽ bằng tỷ giá tại thời điểm t nhân với giá trị kỳ vọng tại thời điểm t

Chúng ta biểu thị S t+h dưới dạng: S t+h = S t * E t (S t+h /S t )

Thay vào phương trình (0) ta có: (1+ i *

t+h ) E t (S t+h /S t ) = (1+i t+h ) Hay: E t (S t+h /S t ) = (1+i t+h )/ (1+ i *

Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH

VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

Bằng cách lấy logarit và bỏ qua bất đẳng thức Jensen, phương trình tương đương nhưsau:

3.1 Những tài liệu nghiên cứu thực nghiệm trước đây và kết quả

 Meese và Rogoff (1983a,b, 1988) – “ Empirical exchange rate models of the

seventies - Do they fit out of sample? ” : So sánh mô hình chuỗi thời gian và

mô hình cấu trúc của tỷ giá hối đoái dựa trên độ chính xác của dự báo ngoàimẫu Và thấy rằng mô hình bước đi ngẫu nhiên có thể dự báo được tỷ giá hốiđoái của những quốc gia lớn trong giai đoạn tỷ giá hối đoái thả nổi

 Froot và Thaler, 1990 – “Abnomalies: Foreign exchange”: Nghiên cứu của

Froot và Thaler (1990) tổng hợp kết quả của 75 nghiên cứu về UIP đã báo cáo

e f = (1+i t+h )/ (1+ i t+h ) – 1 (*) Trong đó e f = (S t+h - S t )/ S t : là phần trăm thay đổi của tỷ giá hối đoái.

Trong bài paper tác giả tiếp cận UIRP theo tỷ lệ thay đổi tỷ giá hối đoái chứ không

những nghiên cứu thu được giá trị β dương thì giá trị này cũng nhỏ hơn 1 Giátrị 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 lýthuyết UIP.

 Chinn và Meredith (2004) – “Monetary Policy and Long-Horizon Uncovered

Interest Parity” : sử dụng dữ liệu theo quý của các quốc gia trong khối G-7 để

ước lượng β cho từng quốc gia trong giai đoạn từ 1980-2000 Kết quả thu đượccho thấy phần lớn các giá trị ước lượng của β nhận giá trị âm với các dữ liệungắn hạn và cho rằng việc không có đủ bằng chứng thực nghiệm ủng hộ choUIRP là do mẫu nghiên cứu nhỏ Tuy nhiên kết quả nghiên cứu cũng cho thấyrằng UIRP tồn tại trong dài hạn trong mẫu dữ liệu lớn hơn mà họ nghiên cứu

Kết quả ước lượng tham số độ dốc β – ngắn h ạn của Chinn và Meredith (2004)

Kết quả ước lượng tham số độ dốc β – dài hạn của Chinn và Meredith (2004)

 Lothian và Wu (2011) – “Uncovered interest-rate parity over the past two

centuries”: kiểm tra dữ liệu lịch sử từ 1800 đến 1999 của 2 cặp tiền tệ

France/UK và US/UK, và thấy rằng độ dốc hồi quy UIRP trong mẫu dài hạn là

dương đối với cả hai cặp tiền tệ và độ dốc β không khác biệt đáng kể so với giá

trị lý thuyết đối với đồng France và mối tương quan âm lớn được quan sát thấytrong dữ liệu nghiên cứu cuối những năm 1970 và 1980 Đây là giai đoạn màlạm phát có xu hướng tăng mạnh và đạt mức đỉnh điểm trong vòng 3 thập kỷ

 Chinn và Quayyum (2013) – “Long Horizon Uncovered Interest Parity

Re-Assessed”: mở rộng phân tích trong Chinn và Meredith (2004) thêm một thập

kỷ và thấy rằng kết quả nghiên cứu thu được sau này cũng khá mạnh; tuy nhiên,bằng chứng thực nghiệm yếu hơn một chút so với nghiên cứu trước, có khả

năng vì cỡ mẫu bao gồm cả thời kỳ lãi suất trái phiếu gần bằng 0 tại Nhật Bản

và Thụy Sĩ

 Rossi (2013) – “Exchange Rate Predictability”: Bằng những những phân tích

thực nghiệm Rossi xem xét, đánh giá lại những tài liệu nghiên cứu trước đó về

dự báo tỷ giá hối đoái và làm sáng tỏ những cơ sở và phương pháp dự báo mới

đã được đề xuất Từ đó cung cấp câu trả lời cho câu hỏi: Có thể dự báo tỷ giá hốiđoái hay không, và nếu có thì đó là biến nào?

KẾT LUẬN :

Nhìn chung, những bằng chứng thực nghiệm không ủng hộ UIRP Chúng ta đều biếtrằng hằng số α là khác 0, và độ dốc β có giá trị âm hoặc gần bằng 0 hoặc đôi khidương quá lớn Tương tự, những bằng chứng thực nghiệm trong ước lượng dự báongoài mẫu ngoài mẫu cũng không ủng hộ UIP Thực tế từ nghiên cứu ban đầu củaMeese và Rogoff (1983a,b, 1988), chúng ta thấy rằng phương trình Eq (1) không thể

dự báo tỷ giá hối đoái tốt hơn so với lý thuyết bước đi ngẫu nhiên

3.2 Kết quả hồi quy của bài nghiên cứu

Bảng A - (Table 2) : hệ số hồi quy ước lượng được từ phương trình (1) trong mẫu dữ

liệu cho thấy rằng, đối với một số quốc gia, độ dốc β rất nhỏ

 Trường hợp Thụy sĩ, Canada, và Nhật Bản: giá trị β âm và khác biệt so với ýnghĩa thống kê (=1)

 Chỉ có khối EU và nước Anh có độ dốc β dương và đồng nhất với giá trị lýthuyết của UIRP

 Bên cạnh đó giá trị hằng số α nhỏ và không quá khác biệt so với giá trị 0 ở hầuhết các quốc gia

Những kết quả thu được tương tự với kết quả trong các tài liệu đã nêu, ngoại trừ những

hệ số ước lượng nhỏ hơn một chút so với những số liệu được nêu ra trong những tài

liệu nghiên cứu trước đó (Ví dụ, Chinn và Quayyum (2013) sử dụng dữ liệu hàng quý kéo dài năm 1975:1 - 2011:Q4 cho tập hợp các cặp tiền tệ tương tự, và họ tìm thấy các hệ số ước lượng độ dốc β dao động từ 1,85 cho đến 2.25 ngoại trừ đồng đô la Canada có độ dốc β là 0.17).

Bởi vì một số phân tích chi tiết cho thấy rằng các giá trị âm lớn là do việc lựa chọn

bỏ qua 4 năm để phù hợp hơn với các mẫu được sử dụng trong Chinn và Quayyum

(2013), các hệ số ước lượng thu được là âm ở bốn trong số năm quốc gia, và các hệ số

âm này có độ lớn của giá trị tuyệt đối lớn hơn so với Full – sample Bảng B-Table 2

So sánh kết quả trong hai bảng trong Bảng 2 cũng chỉ ra một đặc điểm thực nghiệm

quan trọng khác của UIRP: là các tham số UIRP không ổn định theo thời gian ( Ví dụ: Hệ số độ dốc β của dữ liệu Euro chuyển từ dương sang âm tùy thuộc vào mẫu và mức độ thay đổi của dữ liệu Nhật Bản)

Rossi (2006) đã nghiên cứu tính bất ổn của các tham số trong các mô hình tiền tệ tỷ giá

hối đoái ( Là các mô hình giải thích biến động tỷ giá thông qua sự chênh lệch sản lượng, tiền và lãi suất) và đã tìm thấy nhiều bằng chứng về sự bất ổn dựa trên các thử

nghiệm thông thường về tính bất ổn của tham số Hơn nữa, bà lập luận rằng nhữngbằng chứng bị bác bỏ của mô hình tỷ giá hối đoái có thể là do những bất ổn của thamsố; trên thực tế, bằng cách sử dụng các thử nghiệm thay thế và mạnh hơn để đánh giátính nhân quả của Granger một cách mạnh mẽ đối với sự bất ổn, và bà đã phát hiện rarằng những dự đoán của mô hình tiền tệ đã giúp dự báo tỷ giá hối đoái tại một số thờiđiểm

Tuy nhiên, bà đã không xem xét UIRP trong phân tích của mình, vì vậy điều quantrọng là phải điều tra xem liệu UIRP có thất bại trong dữ liệu bất chấp sự hiện diện của

sự bất ổn trong dữ liệu hay không, một câu hỏi chúng ta sẽ khám phá trong phần cònlại

Trước tiên, tác giả kiểm tra tính ổn định của các tham số UIRP theo thời gian bằngcách ước tính chúng trong dữ liệu hơn 10 năm bằng kỹ thuật của sổ cuộn “ Rolling –window” Fig 2(a)–(e)

Các số liệu thừa nhận sự hiện diện của sự không ổn định của các tham số UIRP trongtoàn bộ mẫu :

 Đối với Canada, giá trị của hằng số α là nhỏ trong toàn bộ mẫu, nhưng giá trị độ

dốc β thay đổi đáng kể từ âm sang dương

 Độ dốc β cũng thay đổi mạnh mẽ đối với EU, từ các giá trị gần bằng 0 ở đầumẫu đến gần bốn ở cuối mẫu

 Trong trường hợp của Nhật Bản, hệ số gần bằng 0 đối với hầu hết tất cả cácmẫu ngoại trừ đầu và cuối mẫu

 Thụy Sĩ và Vương quốc Anh là hai quốc gia khác có độ dốc β thay đổi mạnh

mẽ từ giá trị âm sang dương Đối với quốc gia sau đó, hằng số cũng rất không

ổn định, đạt cả giá trị dương và âm tùy thuộc vào thời gian của mẫu

Do đó để biết được liệu sự không ổn định của các tham số có ảnh hưởng đến UIRP haykhông Chúng tôi kiểm tra độ ổn định của các tham số thu được từ kết quả hồi quy:

Et(st+h – st) = αt + βt (it+h - i*

t+h) (2)

Trong đó hằng số α , hoặc tham số độ dốc β , hoặc có khả năng cả hai, có thể thay đổi theo thời gian Các tham số không biến đổi theo thời gian biểu hiện,:

α t =α and/or β t =β (Giả thuyết H 0 : α t =α and/or β t =β )

Bằng cách sử dụng nhóm các thử nghiệm, bao gồm thử nghiệm Tỷ lệ khả năng thíchnghi (QLR) của Andrew (1993), Andrew và Ploberger ((1994) Exponential-Wald(Exp-W), cũng như các kiểm định của Nyblom(1989)

Kết quả thu được như sau:

 Bảng 3a báo cáo kết quả thử nghiệm độ ổn định của cả hai tham số độ dốcβ vàhằng số α Rõ ràng là sự ổn định bị từ chối áp đảo, với giá trị p bằng 0 trongmọi trường hợp

 Bảng 3b báo cáo các thử nghiệm về độ ổn định trên hằng số α Bảng này chothấy rằng hằng số α không ổn định đối với hầu hết các quốc gia trừ Vươngquốc Anh

 Bảng 3c báo cáo các thử nghiệm về độ ổn định trên độ dốc β: cho thấy độ dốc

β không ổn định đối với tất cả các quốc gia, kể cả Vương quốc Anh

Kết luận:

 Các tham số thay đổi theo thời gian, các kết quả hồi quy UIRP được trình bàytrong Bảng 2 không hợp lệ, vì chúng ta giả định rằng các tham số ổn định theothời gian

Do đó chúng tôi bổ sung các thử nghiệm Exp-W*, Mean-W*, Nyblom*và QLR*doRossi (2005) đề xuất, là các thử nghiệm có giá trị để kiểm tra các điều kiện UIRP ởmức αt=0 và βt=1 ngay cả khi có sự biến đổi thời gian trong các tham số