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
Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA CHƯƠNG GIỚI THIỆU TỔNG QUAN BÀI NGHIÊN CỨU Lý thực nghiên cứu: UIRP một lý thuyết quan trọng hầu hết mơ hình kinh tế vĩ mô quốc tế, Tuy nhiên thực tế tiếng tài quốc tế ngang giá lãi suất khơng phòng ngừa (UIRP) khơng chứng minh liệu thực nghiệm đặc biệt ngắn hạn Một khó hiểu khác UIRP nghiên cứu thực nghiệm hệ số khơng thể dự đốn lý thuyết, mà chúng khơng ổn định theo thời gian Xuất phát từ vấn đề hạn chế nghiên cứu thực nghiệm nhằm chứng minh tồn UIRP đưa lời giải thích hợp lý cho lệch khỏi UIRP Bài viết cung cấp lời giải thích cho hai câu đố UIRP cách lập luận tính bất định lý giải thích cho thiếu xác thực nghiệm UIRP đặc biệt ngắn hạn Mục tiêu nghiên cứu: Bài báo sâu vào việc nghiên cứu thực nghiệm “Ngang giá lãi suất khơng phòng ngừa” nước cơng nghiệp hóa xem xét năm cặp tiền tệ, điều kiện có xem xét đến yếu tố “tính bất định tỷ giá hối đoái”, nhằm trả lời câu hỏi sau: UIRP tồn thực nghiệm, đặc biệt ngắn hạn Nhưng điều thực hay khơng? Tính bất định liệu giải thích cho lệch khỏi UIRP hay không? Đối tượng nghiên cứu: Bài báo thu thập liệu hàng tháng kéo dài từ tháng 11/1993 đến tháng 1/2015 thông qua Datastream về: Tỷ giá hối đoái (xem xét cặp tiền tệ: đồng Franc Thụy Sĩ, đồng đô la Canada, bảng Anh, đồng yên Nhật đồng Euro so với đồng đô la Mỹ) - Dữ liệu thu thập từ WM / Reuters Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA Lãi suất cho vay liên ngân hàng châu Âu (Euro LIBOR) kỳ hạn ba tháng, lãi suất riêng Quốc gia Hoa Kỳ - Dữ liệu thu thập từ Financial Times Các thước đo tính bất định ( bắt đầu vào tháng 11/1993 kết thúc vào tháng 1/2015 cho tất loại tiền ngoại trừ Euro - bắt đầu vào tháng 7/2001) Ngồi số liệu tỷ giá lãi suất quốc gia bổ sung (Thông tin chi tiết mô tả Table 1) Phương pháp nghiên cứu: Để thực nghiên cứu, báo sử dụng phương pháp tiếp cận ngang giá lãi suất khơng phòng ngừa thơng qua việc xem xét tính bất định tỷ giá hối đoái Sử dụng phương pháp dự báo khảo sát đồng thuận (Consensus survey forecasts) nhằm đo lường tính bất định báo tỷ giá hối đối Phương pháp có điểm đặc biệt thuận lợi dựa khảo sát kết hợp kịp thời lượng lớn thông tin không phụ thuộc vào mô hình dự báo cụ thể Để mở rộng mẫu quốc gia nghiên cứu, Bài báo xây dựng số bất định tỷ giá dựa phương pháp bước ngẫu nhiên Sử dụng mơ hình hồi quy OLS nhằm ước lượng tham số UIRP mẫu nghiên cứu đồng thời sử dụng số bất định tỷ giá hối đoái xây dựng biến giả mơ hình hồi quy OLS Sau kết từ mơ hình hồi quy kiểm định thống kê thông qua việc sử dụng nhóm thử nghiệm QLR, Exp-W, Nyblom Đóng góp nghiên cứu Đóng góp chính: Đây báo đề xuất thước đo tính bất định tỷ giá hối đối Tính khơng phải phương pháp xây dựng số theo Rossi Sekhposyan (2015), mà ứng dụng để đo lường tính bất định tỷ giá hối đối.: dùng để đo lường mức độ thay đổi khó lường tỷ giá hối đối so với q khứ Sau đó, sử dụng số bất định tỷ giá hối đoái để cung cấp chứng thực nghiệm giải thích cho lệch khỏi UIRP Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA Cung cấp lời giải thích khác cho câu đố UIRP, cụ thể ngang giá lãi suất khơng phòng ngừa (UIRP) khơng thể tồn mơi trường có tính bất định cao, có nhiều khả tồn mơi trường có tính bất định thấp Đóng góp bổ sung: Chỉ sai lệch khỏi UIRP giải thích khác biệt sách tiền tệ Kết nghiên cứu thực nghiệm phù hợp với tồn phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian có khả dẫn đến khủng hoảng gặp Cụ thể phần bù rủi ro có mối tương quan với chênh lệch lãi suất giai đoạn thị trường có tính bất định cao cao, tương quan không đáng kể giai đoạn thị trường có tính bất định thấp Kết cấu nghiên cứu Kết cấu nghiên cứu phân chia theo bố cục sau: Tóm tắt nghiên cứu Phần 1: giới thiệu nghiên cứu Phần 2: Dữ liệu nghiên cứu Phần 3: Chỉ số bất định tỷ giá hối đoái Phần 4: Xem xét lại ngang giá lãi suất khơng phòng ngừa (UIRP) Phần 5: Tính bất định liệu giải thích cho độ lệch khỏi UIRP hay khơng? Phần 6: Hiệu ứng tính bất định toàn cầu Phần 7: Xem xét danh mục lớn quốc gia Phần 8: Kết luận Lời cảm ơn Danh mục tài liệu tham khảo Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA Kết cấu tiểu luận phân chia theo bố cục sau: Chương 1: giới thiệu tổng quan nghiên cứu Chương 2: Tổng quan lý thuyết ngang giá lãi suất khơng phòng ngừa UIRP Chương 3: Các nghiên cứu thực nghiệm UIRP kết Chương 4: Chỉ số bất định tỷ giá hối đoái mối liên hệ với UIRP Chương 5: Hiệu ứng bất định toàn cầu Chương 6: Xem xét danh mục quốc gia bổ sung Kết luận Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA CHƯƠNG LÝ THUYẾT VỀ NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA UIRP 2.1 Định nghĩa UIRP Ngang giá lãi suất khơng phòng ngừa UIRP phát biểu rằng, trường hợp khơng có hội mua bán chênh lệch giá, lợi nhuận từ khoản đầu tư hai quốc gia nên cân chúng chuyển đổi thành loại tiền; điều hàm ý chênh lệch lãi suất dự đoán mức tăng giảm tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương 2.2 Những điều kiện giả định UIRP UIRP tồn dựa giả định: Thị trường tiền tệ cạnh tranh hồn hảo Khơng tồn chi phí giao dịch Khơng tồn kinh doanh chênh lệch giá Nhà đầu tư trung lập với rủi ro 2.3 Xây dựng công thức UIRP Ngang giá lãi suất khơng phòng ngừa hình thành sau: Đặt: St : Tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương thời điểm t St+h : Tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương thời điểm t+h it+h : Lãi suất trả cho trái phiếu nước với h kỳ hạn trái phiếu i*t+h : Lãi suất trả cho trái phiếu nước với h kỳ hạn trái phiếu Et(St+h/St) : Kỳ vọng thời điểm t mức thay đổi tỷ giá hối đoái St+h so với St st = ln (St) , st+h = ln (St+h) Ngang giá lãi suất khơng phòng ngừa phát biểu rằng, điều kiện thị trường hoàn hảo tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương St, nhà đầu tư có Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA thể mua 1/St số lượng trái phiếu nước ngồi đồng tiền nội tệ, St giá trị đồng tiền ngoại tệ tính theo nội tệ thời điểm t Giả sử trái phiếu nước trả cho đơn vị trái phiếu với lãi suất nước thời điểm t (t+h) i*t+h, với h kỳ hạn khoản đầu tư (Trái phiếu) Vào cuối kỳ, Tỷ suất sinh lời kỳ vọng khoản đầu tư nước ngồi chuyển đổi thành đồng nội tệ có giá trị St+h [(1+ i*t+h)/St Trong trường hợp khơng có chi phí giao dịch, khơng tồn kinh doanh chênh lệch giá, nên tỷ suất sinh lợi kỳ vọng phải với tỷ suất sinh lợi trái phiếu nước, (1+ it+h) St+h (1+ i*t+h ) = (1+it+h) Theo đó: (0) Với Et(St+h/St) : Kỳ vọng thời điểm t mức thay đổi tỷ giá hối đoái St+h so với St Khi đó, giá trị tương lai St+h tỷ giá thời điểm t nhân với giá trị kỳ vọng thời điểm t Chúng ta biểu thị St+h dạng: St+h = St * Et(St+h/St) Thay vào phương trình (0) ta có: (1+ i*t+h) Et(St+h/St) = (1+it+h) Hay: Et(St+h/St) = (1+it+h)/ (1+ i*t+h) Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA Note: Bằng cách lấy logarit bỏ qua bất đẳng thức Jensen, phương trình tương đương So sánh với cách tiếp cận học: sau: ef = (1+it+h)/ (1+ i*t+h) – (*)* Et(St+h/St) = Ln (1+it+h)/ (1+ i t+h) Trong ef = (St+h - St)/ SLn t : phần trăm thay đổi tỷ giá hối đoái * Trong paper tác giả tiếp cậnEUIRP st) = tỷ it+hlệ- ithay t(st+h – theo t+h đổi tỷ giá hối đối khơng phải % thay đổi tỷ giá Et(shối st) = Do α +đó β (itat+hbiến - i*t+hđổi: ) (1) t+h –đối ef = (St+h - St)/ St = Et(St+h/St) - St/St = Et(St+h/St) – Phương cũngElà phương trình hồi quy của*UIRP , Trong UIRP có tham số Thế vàotrình (*) ta(1) t(St+h/St) – = (1+it+h)/ (1+ i t+h) – * Hay: α β có giá trị lý thuyết: α = 0; βE=t(S1t+h/St) = (1+it+h)/ (1+ i t+h) CHƯƠNG CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ UIRP VÀ KẾT QUẢ 3.1 Những tài liệu nghiên cứu thực nghiệm trước kết Meese Rogoff (1983a,b, 1988) – “ Empirical exchange rate models of the seventies - Do they fit out of sample? ” : So sánh mơ hình chuỗi thời gian mơ hình cấu trúc tỷ giá hối đối dựa độ xác dự báo ngồi Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA mẫu Và thấy mơ hình bước ngẫu nhiên dự báo tỷ giá hối đoái quốc gia lớn giai đoạn tỷ giá hối đoái thả Froot Thaler, 1990 – “Abnomalies: Foreign exchange”: Nghiên cứu Froot Thaler (1990) tổng hợp kết 75 nghiên cứu UIP báo cáo hệ số hồi quy β nhận giá trị âm phần lớn nghiên cứu Đối với nghiên cứu thu giá trị β dương giá trị nhỏ Giá trị trung bình hệ số hồi quy β thu từ nghiên cứu UIP –0.88 (Froot Thaler, 1990), cung cấp chứng mạnh mẽ chống lại lý thuyết UIP Chinn Meredith (2004) – “Monetary Policy and Long-Horizon Uncovered Interest Parity” : sử dụng liệu theo quý quốc gia khối G-7 để ước lượng β cho quốc gia giai đoạn từ 1980-2000 Kết thu cho thấy phần lớn giá trị ước lượng β nhận giá trị âm với liệu ngắn hạn cho việc khơng có đủ chứng thực nghiệm ủng hộ cho UIRP mẫu nghiên cứu nhỏ Tuy nhiên kết nghiên cứu cho thấy UIRP tồn dài hạn mẫu liệu lớn mà họ nghiên cứu Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA Kết ước lượng tham số độ dốc β – ngắn h ạn Chinn Meredith (2004) Kết ước lượng tham số độ dốc β – dài hạn Chinn Meredith (2004) Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA Lothian Wu (2011) – “Uncovered interest-rate parity over the past two centuries”: kiểm tra liệu lịch sử từ 1800 đến 1999 cặp tiền tệ France/UK US/UK, thấy độ dốc hồi quy UIRP mẫu dài hạn dương hai cặp tiền tệ độ dốc β không khác biệt đáng kể so với giá trị lý thuyết đồng France mối tương quan âm lớn quan sát thấy liệu nghiên cứu cuối năm 1970 1980 Đây giai đoạn mà lạm phát có xu hướng tăng mạnh đạt mức đỉnh điểm vòng thập kỷ Chinn Quayyum (2013) – “Long Horizon Uncovered Interest Parity ReAssessed”: mở rộng phân tích Chinn Meredith (2004) thêm thập kỷ thấy kết nghiên cứu thu sau mạnh; nhiên, chứng thực nghiệm yếu chút so với nghiên cứu trước, có khả cỡ mẫu bao gồm thời kỳ lãi suất trái phiếu gần Nhật Bản Thụy Sĩ Rossi (2013) – “Exchange Rate Predictability”: Bằng những phân tích thực nghiệm Rossi xem xét, đánh giá lại tài liệu nghiên cứu trước dự báo tỷ giá hối đoái làm sáng tỏ sở phương pháp dự báo Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 10 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA Liên quan đến tính bất định tỷ giá hối đối, có số phương pháp chiến lược để xây dựng số bất định tỷ giá hối đoái: Bloom (2009) đề xuất đo lường tính bất định kinh tế vĩ mô thông qua biến động giá cổ phiếu Baker et al (2016) đưa phương pháp đo lường tính bất định sách kinh tế vĩ mô Jurado etal (2015) Ludvigson et al (2015) đề xuất đo lường tính bất định biến động thời gian sai số dự báo việc dự báo biến tài vĩ mơ Scotti (2016) đo lường tính bất định thơng qua thông cáo tin tức kinh tế vĩ mô Rossi Sekhposyan (2015) xây dựng Chỉ số bất định cách so sánh sai số dự báo thực biến mục tiêu với phân phối sai số dự báo vô điều kiện biến tương tự, cho biết sai số dự báo thực quan sát nằm phần phân phối khó để dự đốn, đó, mơi trường coi bất ổn Một lợi số Rossi Sekhposyan (2015) tính đến bất đối xứng hay nói cách khác tách riêng nhận định khác tính bất định tỷ giá hối đối cao–thấp cách bất ngờ – đặc trưng quan trọng khơng bị phân phối số bất định dựa biến động sai số dự báo Chúng tơi xây dựng số tính bất định tỷ giá hối đoái giống với phương pháp Rossi Sekhposyan (2015): dựa sai số dự báo kỳ hạn cố định từ khảo sát thực Consensus Economics, Chỉ số bất đinh dự báo hàng tháng cho kỳ hạn ba tháng khác biệt lãi suất dựa lãi suất kỳ hạn tháng St : tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương quốc gia Mỹ thời điểm t st = ln (St) Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 20 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA h thời điểm xuất sai số dự báo trước mức tăng lên tỷ giá hối đoái thời điểm t t+h Et(St+h/St) : Kỳ vọng thời điểm t mức tăng tỷ giá hối đoái St+h so với St et+h : sai số dự báo mức tăng lên tỷ giá hối đoái thời điểm t t+h p(e) : phân phối sai số dự báo vơ điều kiện Khi đó, tỷ giá hối đối thời điểm h St+h St nhân với giá trị kỳ vọng thời điểm t nhân với sai số dự báo: St+h = St * Et(St+h/St) * Lấy logarit hai vế ta công thức: et+h et+h = (st+h – st) – Et (st+h – st) Chỉ số Rossi Sekhposyan (2015) dựa việc tính tích phân sai sộ dự báo mức sai số dự báo tính được, et+h: Ut+h= Một giá trị lớn số ngụ ý giá trị tính tốn tỷ giá hối đoái khác so với giá trị mong đợi Cụ thể, với giá trị tính lớn (hay nhỏ hơn) so với giá trị kỳ vọng 0.5 đo lường cú sốc tích cực tiêu cực Nhìn chung Chỉ số tính bất định tỷ giá hối đối khơng phân biệt cú sốc tích cực tiêu cực vì: U*t+h = + Giá trị U*t+h gần với giá trị cho thấy tính bất định cao, giá trị gần 0.5 cho thấy tính bất định thấp Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 21 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA Hình vẽ đồ thị thể tính bất định tỷ giá hối đối quốc gia mà khảo sát Những biểu biến động theo thời gian số bất định phù hợp với số kiện ảnh hưởng đến quốc gia theo thời gian Ví dụ, Tập trung vào thị trường EU, hai giai đoạn có bất định cao khủng hoảng tài gần dễ dàng thấy được; chúng liên quan đến hai suy thoái gần khu vực Châu Âu; Lần từ Qúy 1/2008: đến Qúy 2/2009 lần thứ hai từ năm Qúy 3/2011 đến Qúy 1/ 2013 Cụ thể, khủng hoảng nợ Châu Âu cho thấy xu hướng gia tăng tính bất định khối EU kể từ năm 2011 Một mẫu tương tự ảnh hưởng đến nước Anh thời kỳ Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 22 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA Cũng lưu ý xu hướng gia tăng tính bất định nhìn thấy Canada khủng hoảng tài Mỹ bắt đầu vào năm 2007 Cuối cùng, kiện đáng ý diễn vào năm 2006 Ngân hàng Nhật tăng lãi suất lần sau nhiều năm, nguyên nhân làm cho tính bất định tăng lên mạnh mẽ khoảng năm 2006 4.2 CHỈ SỐ BẤT ĐỊNH VÀ UIRP Ở phần trước, kết thực nghiệm cho thấy hệ số UIRP khác với giá trị lý thuyết không ổn định theo thời gian Chúng tơi cho tính bất định nguyên nhân gây sai lệch so với mơ hình lý thuyết: Các hệ số hồi quy thu nhiều khả gần với giá trị lý thuyết thời điểm tính bất định thấp thay đổi tính bất định cao Như thảo luận phần 3, cách giải thích cho vấn đề UIRP lý thuyết phần bù rủi ro mà cụ thể tồn phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian Một số cơng trình lý thuyết điển hình gần như: Các thảm họa gặp: Farhi Gabaix, (2016); Brunnermeier et al., (2009): Thói quen: Verdelhan, (2010) – “A Habit‐Based Explanation of the Exchange Rate Risk Premium” Rủi ro dài hạn liên quan đến thành phần nhỏ dự đốn tăng trưởng tiêu dùng: Colacito and Croce, (2011) “Risks for the long run and the real exchange rate” Kết thực nghiệm chúng tơi hỗ trợ thực nghiệm tiềm có lợi cho Farhi Gabaix (2016): Các thảm họa gặp bất ngờ làm tăng số bất định Hơn nữa, thảm họa gặp kỳ vọng xảy lại khơng xảy làm tăng số bất định Do đó, vào thời điểm gặp số bất định tăng nhiều khả UIRP không giữ được, trạng thái bình thường, số bất định thấp, nhiều khả UIRP tồn Một phân tích trực quan mối quan hệ tính bất định giá trị ước tính theo thời gian tham số UIRP trình bày Hình Các bảng Hình cho thấy giá trị ước tính theo thời gian tham số Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 23 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA bảng hiển thị số bất định cho quốc gia; bảng biểu thị số tính bất định tỷ giá hối đối, U*t+h Hình vẽ cho thấy có tương quan tính bất định hệ số UIRP hầu hết quốc gia: tính bất định mức cao, có nhiều sai lệch khỏi UIRP, độ lệch α so với giá trị độ lệch β so với giá trị Ví dụ: Trường hợp Thụy Sĩ (được mô tả hình 2d) trường hợp điển hình: Chúng ta dễ dàng thấy độ dốc β hệ số chặn α có giá trị âm giai đoạn mẫu giai đoạn có tính bất định cao Trong trường hợp Vương quốc Anh Canada (được mô tả hình 2e a, tương ứng), độ dốc β tiến gần với giá trị lý thuyết (=1) khoảng thời gian từ 2005-2008, với thời điểm có tính bất định thấp khác biệt lớn so với giá trị lý thuyết giai đoạn đầu (khi độ dốc âm) cuối mẫu (khi độ dốc dương lớn), tính bất định cao Đối với EU, mơ tả hình 2(b), tính bất định cao hầu hết mẫu mà xem xét Cuối cùng, trường hợp Nhật Bản (được mơ tả hình 2c) vậy, độ dốc β hệ số chặn α âm giai đoạn đầu mẫu, mà tính bất định thường mức cao 4.2.1 Mơ hình hồi quy Từ phân tích trên, chúng tơi dựa vào mơ hình hồi quy (2), lần xét thêm số bất định biến sau: Et st h st 1 dt 1 dt it h it* h dt dt it h it* h 3 Trong đó: dt = tính bất định cao (chiếm 25% giá trị cao tập giá trị * tính bất định U t h ) dt = tính bất định thấp Mơ hình hàm ý: + Nếu dt = (tính bất định cao) mơ hình trở thành: Et st h st it h it* h Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 24 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA + Nếu dt = (tính bất định thấp) mơ hình trở thành: Et st h st 1 1 it h it* h 4.2.2 Kết hồi quy Hồi quy mơ hình (3) thu kết bảng Kết cho thấy chứng yếu ủng hộ cho tồn UIRP giai đoạn tính bất định cao mạnh đáng kể giai đoạn tính bất định thấp Cụ thể hơn: Ở Switzerland: 2, 2 < có giá trị tuyệt đối lớn Vì 2, 2 hệ số chặn hệ số góc UIRP giai đoạn tính bất định cao nên kết cho thấy có sai lệch lớn so với giá trị lý thuyết giai đoạn độ bất định cao Tuy nhiên, giai đoạn độ bất định thấp 1 gần 1 gần (gần giá trị lý thuyết) Sự khác biệt so với giá trị lý thuyết khơng có ý nghĩa thống kê, tức sai lệch khơng đáng kể Ở Japan: 2 ≠ có ý nghĩa thống kê chuyển từ giá trị âm giai đoạn tính bất định cao sang giá trị gần giai đoạn tính bất định thấp Hơn 1 ≠ khơng có ý nghĩa thống kê Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 25 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA Ở Canada: 2 < gần thời kỳ tính bất định cao, trở 1 > gần thời kỳ tính bất định thấp; hệ số chặn tiến gần đến giá trị lý thuyết thời kỳ tính bất định thấp Ở EU UK: giá trị , gần với giá trị lý thuyết thời kỳ tính bất định thấp Trong thời kỳ tính bất định cao chúng lệch xa so với giá trị lý thuyết 4.2.3 Mở rộng nghiên cứu Ứng dụng vào phần bù rủi ro: Ta kí hiệu Rt h st h st it h it* h cho phần bù rủi ro Khi đó: Hồi quy phương trình: Et Rt h 1 dt 1 dt it h it*h dt dt it h it*h (3*) Ta thu hệ số , i Chú ý rằng: trừ vế phương trình cho t h ii* h ta được: Et st h st it h it* h 1 dt 1 1 dt it h it* h d t 1 dt it h it*h Do kết hồi quy phương trình (3*) giống kết bảng hệ số giảm Từ ta có số kết luận sau: Có tương quan phần bù rủi ro chênh lệch lãi suất giai đoạn tính bất định cao nhiều giai đoạn có tính bất định thấp Đặc biệt, tương quan có ý nghĩ thống kê Switzerland Japan Trong giai đoạn tính bất định thấp: 1 ≠ khơng có ý nghĩa thống kê Tức là, khơng có tương quan phần bù rủi ro chênh lệch lãi suất tất quốc gia mẫu Ứng dụng vào giải thích sai lệch: Để xem xét tính bất định giải thích sai lệch UIRP, ta hồi quy phương trình: Et st h st it h it* h U t* h 4 Sau kiểm định giả thiết H : Nếu γ ≠ có ý nghĩa thống kê ước lượng thu từ phương trình bị chệch thiếu biến quan trọng Kết kiểm định sau: Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 26 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA Kết kiểm định bảng cho thấy γ ≠ có ý nghĩa thống kê tất quốc gia mẫu Do ta có kết luận bất định giúp giải thích đáng kể cho sai lệch UIRP Ứng dụng vào giải thích thay đổi theo thời gian UIRP khác biệt sách tiền tệ: Ước lượng UIRP mẫu Zero lower bound (ZLB) US (từ 12/2008 12/2014), khoảng thời gian mà lãi suất gần 0, việc giảm lãi suất sách tiền tệ truyền thống có dấu hiệu suy thối khơng khả thi Kết hồi quy bảng Kết bảng (mẫu con) kết hợp bảng (mẫu đầy đủ) cho thấy Switzerland EU gần với giá trị lý thuyết giai đoạn ZLB so với mẫu đầy đủ, kết không xảy Canada, UK Japan Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 27 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA CHƯƠNG HIỆU ỨNG SỰ BẤT ĐỊNH TỒN CẦU Chúng tơi xây dựng số bất định tồn cầu thị trường tài cách lấy phần chung số bất định Rossi Sekhposyan (2015) cho cặp mà xem xét loại bỏ thành phần riêng biệt quốc gia đặc biệt Ngồi có vài số bất định có sẵn tài liệu nghiên cứu sử dụng để thay thế, như: Chỉ số VIX (Bloom, 2009) Chỉ số bất định kinh tế vĩ mô Jurado et al (2015) Chỉ số bất định tài Ludvigson et al (2015) Chỉ số bất định sách kinh tế Baker et al (2016) Chỉ số biến động rủi ro tỷ giá hối đối tồn cầu Menkoff et al (2012) Các số bất định thay chủ yếu có sẵn Mỹ coi thước đo bất định sách kinh tế vĩ mơ tồn cầu vai trò bật US trường quốc tế Chúng tơi hồi quy phương trình (3) với số cách đo lường rủi ro tỷ giá tồn cầu, kinh tế vĩ mơ thị trường tài Các kết ghi nhận Bảng 8A-8F Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 28 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 29 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA Đối với tất quốc gia, số VIX (Bloom, 2009), Chỉ số bất định kinh tế vĩ mô Jurado et al (2015), Chỉ số bất định tài Ludvigson et al (2015) cho thấy rằng, Những giá trị ước tính hệ số độ dốc khác biệt lãi suất tiến gần đến giá trị lý thuyết thời kỳ tính bất định mức thấp, hệ số khác biệt lớn so với giá trị lý thuyết thời kỳ tính bất định cao Kết tương tự đối Chỉ số biến động rủi ro tỷ giá hối đối tồn cầu Menkoff et al (2012) Trường hợp ngoại lệ Chỉ số bất định sách kinh tế Baker et al (2016) trường hợp Nhật Bản, số dự báo độ dốc dương Nhật Bản thời kỳ tính bất định thấp âm thời kỳ tính bất định cao; Tuy nhiên, Chỉ số Baker et al (2016) đo lường bất định sách kinh tế Mỹ, thơng tin ngồi bất định tồn cầu thị trường tài chính, bao gồm cải cách thị trường,…và vài trường hợp liên quan áp dụng cho mục đích nội Mỹ, khơng có nhiều khả để giải thích cho trường hợp UIRP Nhật Bản Bằng cách so sánh trường hợp E Bảng (sử dụng thành phần chủ yếu từ số bất định tỷ giá song phương thời điểm) Bảng (sử dụng số bất định tỷ giá song phương quốc gia cụ thể), thấy rằng, thành phần chủ yếu giải thích độ lệch khỏi UIRP theo thời gian hiệu số bất định quốc gia Vì vậy, khơng có cú sốc tồn cầu thị trường tài quốc tế quan trọng, mà cú sốc rủi ro quốc gia cụ thể chiếm phần quan trọng khơng Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 30 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA CHƯƠNG XEM XÉT TRÊN DANH MỤC CÁC QUỐC GIA BỔ SUNG Chúng xây dựng số bất định tỷ giá hối đoái dựa dự báo theo bước ngẫu nhiên Kể từ nghiên cứu Meese Rogoff (1983a,b), mơ hình bước ngẫu nhiên xem tiêu chuẩn tốt dự báo tỷ giá hối đoái (Rossi, 2013), vậy, mơ hình tiềm cho việc đưa số bất định Mơ hình lựa chọn ngẫu nhiên xây dựng ; sai số dự báo , sử dụng để xây dựng số bất định U*t+h Chương Chúng tơi tính tốn số bất định tổng thể xem xét UIRP thời điểm tính bất định cao thấp Trước tiên xem xét danh mục quốc gia tương đương với danh mục xem xét Chương để kiểm định tính vững kết ghi nhận Những kết thu thể Bảng : Những chứng thực nghiệm ủng hộ cho UIRP yếu thời kỳ tính bất định đặc biệt cao, mạnh thời kỳ tính bất định thấp số bất định gần với giá trị lý thuyết Hệ số chênh lệch lãi suất dương tiến gần đến tính bất định thấp Thuỵ Sỹ, Canada Nhật Bản, đat giá trị âm gần tới tính bất định cao Trong thời kỳ tính bất định thấp hệ số độ dốc β Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 31 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA tất quốc gia tiến gần giá trị lý thuyết (=1) ngược với thời kỳ có tính bất định cao Sau đó, chúng tơi mở rộng kết nghiên cứu quốc gia khác nơi mà dự báo khảo sát / bất định khác khơng có sẵn Cụ thể, chúng tơi mở rộng tập liệu để bao gồm Úc, Thụy Điển, Nam Phi, Na Uy, New Zealand Đan Mạch; giống trước, tỷ giá hối đoái song phương tỷ giá so với đồng đô la Mỹ Tập hợp quốc gia bao gồm tiền tệ hàng hóa phi hàng hóa, thị trường thị trường phát triển, loại tiền tệ có mức độ biến động lịch sử khác Đầu tiên, Bảng A Bảng 10 xem xét lại chứng thực nghiệm mối quan hệ UIRP cho quốc gia toàn mẫu Ở tất quốc gia, hệ số ước lượng chênh lệch lãi suất khác xa bác bỏ hệ số có giá trị tất quốc gia ngoại trừ New Zealand, Nói cách khác, nhóm quốc gia hệ số thu trái ngược với UIRP Sau đó, chúng tơi tính tốn số bất định dựa sai số dự báo theo bước ngẫu nhiên để điều tra xem liệu tính bất định cao giải thích cho sai lệch khỏi UIRP Các kết báo cáo Bảng 10 B-C Đối với tất quốc gia ngoại trừ Na Uy, hệ số độ dốc β thời kỳ có tính bất định thấp gần với giá trị lý thuyết so với thời kỳ có tính bất định cao Do đó, câu đố UIRP bớt nghiêm trọng mơi trường có tính bất định thấp số quốc gia thêm vào (Úc, Thụy Điển, Đan Mạch) mà chúng tơi xem xét việc mở rộng sai số dự báo bước ngẫu nhiên Đối với quốc gia khác, tính bất định Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 32 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA thấp hệ số di chuyển theo hướng, khơng giải hồn tồn câu đố (Nam Phi New Zealand); Tuy nhiên phần chúng tơi trích dẫn phía sau quốc gia phát triển (và Na Uy, câu đố không giải quyết), nơi mà giá hàng hóa đóng vai trò việc xác định biến động tỷ giá, giải vấn đề KẾT LUẬN Bài viết kiểm tra xem liệu tính bất định mà quan sát thực nghiệm liệu giải thích cho sai lệch ngắn hạn khỏi UIRP hay không Chúng phát sai lệch khỏi UIRP mạnh thời kỳ có tính bất định cao, UIRP có xu hướng tồn thời kỳ có tính bất định thấp Trong biết sai lệch khỏi UIRP lớn chúng thay đổi theo thời gian, báo cung cấp sở kinh tế hợp lý cho câu đố UIRP biến động theo thời gian tham số ước lượng UIRP thông qua việc liên kết sai lệch UIRP với tính bất định Kết thu mãnh mẽ với việc sử dụng nhiều số đo lường khác tính bất định kinh tế số bất định dự dự báo theo bước ngẫu nhiên Kết nghiên cứu thực nghiệm phù hợp với tồn phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian có khả dẫn đến khủng hoảng gặp Các phân tích bổ sung thực tương lai bao gồm việc kiểm tra xem liệu kết tương tự có xảy dài hạn hay không; nhiên, câu đố UIRP thực câu đố ngắn hạn, chúng tơi tập trung báo Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 33 ... Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA CHƯƠNG LÝ THUYẾT VỀ NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA UIRP 2.1 Định nghĩa UIRP Ngang giá lãi suất khơng phòng ngừa UIRP... Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHỊNG NGỪA Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 13 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHƠNG PHỊNG NGỪA Các... cho thấy tính bất định cao, giá trị gần 0.5 cho thấy tính bất định thấp Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm Trang 21 Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHỊNG NGỪA Hình