Indonesia Nhật Bản Malaysia Philippines C 0.021108*** 0.072113* 0.000473*** -0.015678** β1 -0.281309*** 0.007068 -0.002722*** 0.031926 β2 0.201407* -1.279213* -0.096315*** 0.389522* C4 0.011152 0.003520*** 0.000110 0.001192 C5 0.961307*** 0.675008*** 0.964619*** 0.981297*** C6 0.466494 0.589435 0.197391*** 0.120357 C7 0.105490 -0.754421 0.542132*** 0.116949 C8 0.238527** -0.023167 -0.512378*** 0.279383* C9 0.705275** 1.297094 0.386648*** 0.383109
Singapore Thái Lan Việt Nam C -0.020514*** -0.007762 0.004658*** β1 0.016022 0.152823 -0.015658*** β2 0.599329* 0.050608 -0.104656*** C4 0.000761*** 0.004554 0.000990 C5 0.826852*** 0.996640*** 0.967707*** C6 0.183358* 0.013178 0.248012*** C7 0.022190 0.202932 0.172391*** C8 -0.430209*** -0.170594 -0.166199 C9 -0.679688*** 0.691589*** -0.084608
Ghi chú: (***), (**), (*) lần lượt thể hiện ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5% và 10%
Trước hết, chúng ta xem xét liệu UIP có tồn tại ở các quốc gia đang nghiên cứu hay không. Hệ số ước lượng β1 tương ứng với biến chênh lệch lãi suất chỉ có ý nghĩa thống kê ở ba trong số bảy quốc gia nghiên cứu, và tất cả các hệ số này đều mang giá trị âm với độ tin cậy 99%. Giá trị âm của β1 cho thấy khi lãi suất nội địa tăng cao hơn so với nước ngồi thì đồng nội tệ lại tăng giá, trái với dự báo của lý thuyết UIP nhưng lại thống nhất với hầu hết các nghiên cứu trước đây, ví dụ như của Froot và Thaler (1990). Đối với các quốc gia còn lại, β1 đều nhận giá trị dương, tuy nhiên các giá trị này vẫn còn cách xa so với giá trị 1 theo lý thuyết và cũng
khơng có ý nghĩa thống kê. Kiểm định Wald khẳng định lại kết quả trên, khi mà giả thuyết H0: β1 = 1 bị bác bỏ ở tất cả các trường hợp, với mức ý nghĩa 1% (xem Bảng (4.7)). Như vậy, nếu xét trên phương diện về lý thuyết UIP, kết quả thu được là khá thất vọng khi kết quả nghiên cứu không cung cấp được bằng chứng hỗ trợ cho lý thuyết này. Tuy nhiên, đứng trên góc độ biến động của thị trường tiền tệ thế giới, kết quả này đã mơ phỏng tốt những gì đang diễn ra trong thực tế, không phải ngẫu nhiên mà các kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy β1 có xu hướng nhận giá trị âm. Lý do giải thích cho hiện tượng này là khi lãi suất danh nghĩa của một đồng tiền tăng cao tương đối so với đồng tiền khác, dịng vốn nhanh chóng chuyển dịch sang đồng tiền này nhằm tìm kiếm lợi nhuận. Chính việc chuyển dịch vốn này đã khiến cho cầu đồng tiền này tăng trên thị trường thế giới, từ đó làm tăng giá trị của đồng tiền có lãi suất cao.
Tiếp theo, chúng ta quan tâm đến hai thành phần của phần bù rủi ro, thể hiện thông qua hệ số ước lượng C (cho thấy thành phần cố định của phần bù rủi ro) và β2 ( cho thấy thành phần thay đổi theo thời gian). Hệ số chặn C và hệ số góc β2 có ý nghĩa thống kê ở sáu trong số bảy quốc gia nghiên cứu (ngoại trừ Thái Lan), cho thấy tồn tại một phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian ở các quốc gia được nghiên cứu. Kiểm định Wald được tiến hành nhằm kiểm tra đồng thời giá trị của C và β2 so với không, cho thấy giả thuyết H0: “không tồn tại phần bù rủi ro” bị bác bỏ ở phần lớn các quốc gia nghiên cứu (ngoại trừ Nhật Bản) (xem Bảng (4.7)). Việc thiếu vắng bằng chứng của phần bù rủi ro cũng được tìm thấy trong nghiên cứu của Domowitz và Hakkio (1985), khi sử dụng mơ hình ARCH-M nhằm nghiên cứu phần bù rủi ro ở năm quốc gia công nghiệp, và nghiên cứu của Baillie và Bollerslev (1990) cho bốn quốc gia châu Âu bằng mơ hình GARCH đa biến. Kết quả này có thể do việc đo lường phần bù rủi ro hoặc thiết lập sai mơ hình. Nói cách khác, độ lệch chuẩn có điều kiện của sai số ước lượng có thể khơng phải là thước đo phù hợp cho phần bù rủi ro, hoặc sử dụng họ mơ hình ARCH-M đơn biến chưa phải là phương pháp kinh tế lượng hiệu quả nhất nhằm ước lượng phần bù rủi ro. Minh họa cho nhận định này, nghiên cứu của Tai (2001) sử dụng mơ hình GARCH-M đơn
biến lẫn đa biến nhằm kiểm định sự tồn tại của phần bù rủi ro ở các quốc gia châu Á – Thái Bình Dương. Kết quả kiểm định của hai mơ hình này cho thấy khác biệt có ý nghĩa khi mà mơ hình GARCH-M đa biến tìm thấy bằng chứng chứng tỏ sự tồn tại của phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian, khơng khi mơ hình GARCH-M đơn biến khơng thu được bằng chứng tương tự, ngoại trừ trường hợp của đồng ringgit Malaysia. Kết quả của các kiểm định Wald trình bày ở trên được thể hiện ở Bảng (4.7) sau, kết quả chi tiết xin xem Phụ lục 3.