Chuyên đề Các nghiệp vụ của ngân hàng thương mại và phân tích rủi ro tỷ giá trong hoạt động kinh doanh ngoại hối của ngân hàng Đông Á

i đồng tiền này lên giá làm phát sinh lỗ ngoại hối, và ngược lại khi đồng tiền này giảm giá sẽ phát sinh lãi ngoại hối. Tóm lại, nếu không duy trì trạng thái ngoại hối mở thì nhà kinh doanh không chịu rủi ro tỷ giá, hoặc duy trì trạng thái ngoại hối mở nhưng tỷ giá không biến động thì rủi ro tỷ giá cũng không phát sinh.Tuy nhiên, một thực tế là, đã là nhà kinh doanh ngoại hối thì động cơ kiếm lãi chủ yếu thông qua việc tạo trạng thái và tỷ giá biến động càng nhanh, càng mạnh, càng khó dự đoán thì cơ hội kiếm lãi dành cho nhà kinh doanh càng nhiều. 3.3. Nguyên nhân dẫn đến rủi ro tỷ giá trong hoạt động kinh doanh ngoại hối của ngân hàng. Có rất nhiều nguyên nhân dẫn đến rủi ro tỷ giá trong hoạt động kinh doanh ngoại hối của ngân hàng. *) Kiến thức về nghiệp vụ chuyên môn để vận hành giao dịch và đo lường rủi ro quá yếu kém, kỹ năng xử lý số liệu bằng điện toán chưa cao, chưa có những bộ phận nghiên cứu dự đoán sự thay đổi tỷ giá trên thị trường. Hiện nay dù có tham gia vào một số nghiệp vụ phái sinh nhưng hầu như các NHTM Việt Nam chỉ chú ý đến việc mua bán ngoại tệ nhằm mục đích thanh toán, cho vay ngoại tệ mà quên đi yếu tố bảo hiểm tỷ giá nên trong kinh doanh tiền tệ ngân hàng đóng vai trò chủ yếu là trung gian giao dịch hơn là nhà tạo lập thị trường.Cũng chính vì tư tưởng trên nên ngân hàng rất yếu về phân tích tỷ giá mà đặc biệt là rất yếu về phân tích kỹ thuật.Hầu như rất ít ngân hàng sử dụng phân tích kỹ thuật như một công cụ hỗ trợ thêm cho phân tích cơ bản trong phân tích tỷ giá.Đó cũng là lý do vì sao mà ít ngân hàng mạnh về kinh doanh đầu cơ mà chủ yếu các ngân hàng chỉ kinh doanh cho khách hàng. *) Các quy định pháp lý về cách xác định trạng thái ngoại hối chưa hoàn thiện gây rủi ro tỷ giá. Mặc dù Ngân hàng Nhà Nước đã thay đổi phương pháp xác định trạng thái ngoại tệ theo quyết định 1081/2002/QĐ-NHNN cho phù hợp với tình hình thực tiễn Việt Nam, tuy nhiên việc tính toán trạng thái ngoại tệ cuối tháng được tính trên cơ sở số dư tại thời điểm cuối ngày làm việc cuối cùng chỉ xét đến trạng thái ngoại tệ được hình thành do các giao dịch mua bán ngoại tệ của ngân hàng mà chưa tính đến thu và chi phí trả lãi phát sinh từ các tài sản Có và tài sản Nợ sinh lời.Nếu các khoản thu và chi này cộng dồn sẽ ảnh hưởng đến giá trị giữa trạng thái ngoại tệ thực tế và trạng thái ngoại tệ báo cáo gây ra rủi ro. *) Cơ chế tỷ giá hiện nay chưa phản ánh được quy luật cung cầu trên thị trường. Mặc dù thời gian qua Ngân hàng Nhà Nước đã xoá bỏ sự áp đặt chủ quan, duy ý chí trong việc thiết lập tỷ giá, khoảng cách giữa tỷ giá chính thức và tỷ giá thị trường “chợ đen” dần dần được thu hẹp.Tuy nhiên, diễn biến tỷ giá trong những năm qua còn nhiều phức tạp.Từ tháng 2/1999, tỷ giá đã được xác định trên cơ sở tỷ giá bình quân của thị trường ngoại tệ liên ngân hàng, nhưng trong thực tế Ngân hàng Nhà Nước vẫn chưa thực hiện triệt để nguyên tắc này.Cơ chế điều hành tỷ giá còn qui định biên độ mua bán làm cho việc yết giá của các NHTM bị cứng nhắc, chưa phản ánh đúng cung cầu ngoại tệ trên thị trường. Tóm lại, rủi ro tỷ giá xảy ra là do hai nguyên nhân chủ yếu sau: *) Nguyên nhân chủ quan: Do trạng thái ngoại hối không cân xứng, tức là có sự chênh lệch giữa doanh số mua vào và bán ra của đồng tiền nước ngoài. *) Nguyên nhân khách quan là do sự biến động tỷ giá theo chiều hướng bất lợi đối với ngân hàng.Nguyên nhân của sự biến động này là : cung-cầu ngoại tệ trên thị trường, cán cân thanh toán quốc tế, chính sách thuế quan, năng suất lao động, tình hình kinh tế chính trị của mỗi nước, lãi suất đồng ngoại tệ và nội tệ. Tuy nhiên khi đánh giá rủi ro người ta đánh giá sự ảnh hưởng của cả hai yếu tố ảnh hưởng trực tiếp đến lãi (lỗ) của hoạt động kinh doanh.Mối quan hệ đó được thể hiện qua công thức tính lãi (lỗ) đối với từng loại ngoại tệ khi tỷ giá biến động như sau : Lãi (lỗ) đối với = Trạng thái ngoại hối ròng Mức biến động của ngoại tệ i của ngoại tệ i tỷ giá ngoại tệ CHƯƠNG II: PHÂN TÍCH VÀ ĐÁNH GIÁ RỦI RO TỶ GIÁ TRONG HOẠT ĐỘNG KINH DOANH NGOẠI HỐI CỦA NGÂN HÀNG ĐÔNG Á. I. Mô hình lý thuyết Rủi ro tỷ giá là một trong những rủi ro thị trường chính trong hoạt động ngân hàng.Tuỳ thuộc vào quy mô hoạt động và quan điểm của ban lãnh đạo của ngân hàng, mỗi ngân hàng có mức độ rủi ro ngoại hối khác nhau và do đó có phương pháp quản lý rủi ro ngoại hối khác nhau. Một số ngân hàng thực hiện kinh doanh ngoại tệ để đáp ứng yêu cầu của khách hàng.Điều này có nghĩa là khi khách hàng có nhu cầu mua, bán ngoại tệ, ngân hàng mới thực hiện giao dịch đối ứng để đáp ứng nhu cầu về ngoại tệ của khách hàng.Trong trường hợp này, rủi ro ngoại hối của ngân hàng là ít. Ngược lại, những ngân hàng lớn hoạt động đa dạng, năng động trên thị trường quốc tế không chỉ kinh doanh ngoại tệ để đáp ứng nhu cầu của khách hàng mà còn tự kinh doanh cho bản thân ngân hàng để thu lợi nhuận ( được gọi là hoạt động tự doanh hay còn gọi là “đầu cơ”).Trong những trường hợp này, rủi ro tỷ giá của ngân hàng là lớn.Ngân hàng Đông á cũng không nằm ngoài mục đích nói trên, vì thế đòi hỏi Đông á phải có một cơ chế quản lý rủi ro rõ ràng đầy đủ và phù hợp với mức độ rủi ro của ngân hàng. Mặc dù, phần lớn hoạt động kinh doanh ngoại tệ là để đáp ứng nhu cầu khách hàng, ngân hàng Đông á đã thực hiện giao dịch tự doanh, chủ yếu tập trung vào các đồng tiền mạnh như USD, JPY, SGD, EUR.Sự có mặt của nghiệp vụ tự doanh đặt ra yêu cầu cho Đông á phải xây dựng và áp dụng phương pháp quản lý rủi ro phù hợp với mức độ rủi ro trong kinh doanh ngoại tệ của ngân hàng mình.Việc ngân hàng không có phương pháp quản lý rủi ro phù hợp với hoạt động kinh doanh ngoại tệ đang được mở rộng sẽ dẫn đến rủi ro tiềm ẩn về tỷ giá là rất lớn. “Tiềm ẩn” là đặc điểm cần lưu ý trong rủi ro về tỷ giá.Điều này có nghĩa là với trình độ và phương pháp quản lý rủi ro không phù hợp với hoạt động kinh doanh ngoại tệ, ngân hàng vẫn có thể hoạt động bình thường và thậm chí có lãi trong điều kiện thị trường bình thường, thuận lợi.Chỉ đến khi tỷ giá biến động bất lợi, thị trường có nhiều biến động, lúc đó mức độ rủi ro tiềm ẩn mới được hiện thực hoá bằng những khoản lỗ thực sự ngoài dự kiến. Rủi ro tỷ giá được quản lý bởi nhiều yếu tố và công cụ.Để quản lý rủi ro tỷ giá một cách hiệu quả thì trước hết ngân hàng phải phân tích và đánh giá được rủi ro tỷ giá ở thời điểm hiện tại và quá khứ như thế nào thì từ đó mới có phương pháp quản lý rủi ro tỷ giá tốt hơn cho những giai đoạn sau.Sau đây chúng ta sẽ trình bày 2 phương pháp phân tích rủi ro tỷ giá trong hoạt động kinh doanh ngoạ hối của ngân hàng Đông á. 1. Các số liệu đầu vào - Dựa vào bộ số liệu sẵn có từ năm 2003 đến năm 2005 của ngân hàng Đông á về tỷ giá giao ngay của 3 loại ngoại tệ USD, EUR, JPY (số liệu theo tháng). - Kí hiệu SF(t) là tỷ giá giao ngay của ngoại tệ F so với đồng nội tệ(VNĐ) tại thời điểm t. - Lợi suất của tỷ giá ngoại tệ F so với VNĐ được tính theo công thức: XF(t) = ln 2. Mô hình đưa ra phân tích. 2.1. Mô hình ARCH. *) Mô hình chung: F Điều kiện mô hình: + là chuỗi dừng + + + là hàm bậc 2 của Ut + phân bố IID + thoả mãn điều kiện sao cho là một số hữu hạn *) Ưu điểm của mô hình: + Cho chúng ta biết được rủi ro tỷ giá ở thời kỳ trễ ảnh hưởng như thế nào đến rủi ro tỷ giá ở thời kỳ hiện tại. + Mô hình đã tách biệt được ảnh hưởng của cú sốc âm và sốc dương đến rủi ro tỷ giá ở thời kỳ hiện tại. + Cho biết độ lớn của thời kỳ trễ là bao nhiêu. *) Nhược điểm: + Không cho biết nguyên nhân của sự biến đổi mức độ rủi ro là gì. 2.2. Mô hình GARCH. Trên thực tế chúng ta thấy tỷ giá cũng có thể phụ thuộc vào rủi ro của tỷ giá.Vì thế người ta tìm cách đưa độ rủi ro tỷ giá vào phương trình ước lượng tỷ giá. Mô hình chung: Điều kiện của mô hình: + EF(t) là chuỗi dừng. + phân bố IID + Các hệ số + c: Phần bù rủi ro *) Ưu điểm của mô hình : + Mô hình này cho chúng ta biết rủi ro của tỷ giá có ảnh hưởng đến tỷ giá giao ngay hay không. + Cho chúng ta biết được mức độ ảnh hưởng của các yếu tố ngoài yếu tố tỷ giá giao ngay và rủi ro tỷ giá ở các thời kỳ trễ đến rủi ro tỷ giá ở thời kỳ hiện tại. + Mô hình cho chúng ta biết độ dài của trễ là bao nhiêu. *) Nhược điểm của mô hình: + Không tách biệt được mức độ ảnh hưởng của các cú sốc dương và cú sốc âm ảnh hưởng như thế nào đến rủi ro tỷ giá ở thời kỳ hiện tại. II. Phân tích và đánh giá thực trạng rủi ro tỷ giá trong hoạt động kinh doanh ngoại hối của ngân hàng Đông Á thông qua mô hình. 1. Phân tích biến động tỷ giá giao ngay của EUR với VNĐ ( EEUR(t)) 1.1 Kiểm định tính dừng của EEUR(t). Xét mô hình: ( Ut là nhiễu trắng ). Ta có đồ thị của EEUR(t) được vẽ trong bảng 1 phụ lục . Nhìn vào đồ thị trên ta thấy EEUR(t) có những giai đoạn nó giảm rất mạnh nhưng có những giai đoạn nó lại tương đối ổn định, do vậy EEUR(t) không chứa biến xu thế không có hệ số chặn.Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định tính dừng là kiểm định ngiệm đơn vị, ta có kết quả ở bảng 2 phụ lục . Để kiểm định tính dừng của EEUR(t) ta kiểm định cặp giả thiết sau: ( chuỗi không dừng ). ( chuỗi dừng ). Theo kiểm định ADF ta thấy với mức ý nghĩa .Vậy chuỗi EEUR(t) là chuỗi dừng không có xu thế. Quá trình ARIMA(q,d,p) với 3 tham biến điều khiển q,d,p . Muốn xem xét xem chuỗi này có phải là một quá trình ARIMA không ta làm như sau: Vẽ lược đồ tương quan ACF và PACF theo độ dài của trễ.Nhìn vào lược đồ tương quan của EEUR(t) ta thấy PAC(11) khác không.Do vậy ta có thể có quá trình AR(11).Ước lượng tham số này ta nhận được kết quả ở bảng 3 phụ lục . Ghi lại phần dư của mô hình này là E1.Kiểm định lại tính dừng của phần dư E1 ta được kết quả trong bảng 4 phụ lục . Nhìn vào bảng 4 ta thấy với mức .Nên E1 là nhiễu trắng, do vậy chuỗi EEUR(t) là quá trình ARIMA(q,0,p) với p=11, q=11. 1.2. Mô hình ARCH. *) Ước lượng mô hình ARCH(1): ( với điều kiện ) Ta có kết quả ước lượng trong bảng 5 phụ lục . Để xem mô hình này có thoả mãn điều kiện của mô hình hay không, thì ta phải kiểm định các cặp giả thiết sau đây: tất cả các kiểm định đều được dùng với mức ý nghĩa ü Cặp giả thiết 1: Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định T ta có Nên H0 bị bác bỏ, hay nói cách khác là hệ số ü Cặp giả thiết 2: Không có cơ sở bác bỏ H0. Mặt khác khi ta sử dụng Wald Test ta kiểm định cặp giả thiết: Ta có kết quả trong bảng sau: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(5) = 0 F-statistic 0.107088 Probability 0.743741 Chi-square 0.107088 Probability 0.743484 Ta có P-value cuả thống kê F = 0,107088 > 0,05 nên không có cơ sở bác bỏ H0 hay =0.Điều này cho ta thấy rủi ro tỷ giá thời kỳ trễ (t-1) không ảnh hưởng đến rủi ro của tỷ giá ở thời kì hiện tại t. 1.3. Mô hình GARCH. Ø Ước lượng mô hình GARCH(1,1): (với điều kiện ) Ta có kết quả ước lượng ở bảng 6 phụ lục : Sử dụng các cặp kiểm định sau để kiểm tra các điều kiện của mô hình: ü Cặp giả thiết 1: Ta có: Nên H0 bị bác bỏ, hay nói cách khác là hệ số ü Cặp giả thiết 2: Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định T ta có: Nên không có cơ sở bác bỏ H0 Mặt khác khi ta sử dụng Wald Test để kiểm định cặp giả thiết: Ta có kết quả trong bảng sau: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(5)=0 F-statistic 0.350527 Probability 0.554320 Chi-square 0.350527 Probability 0.553815 P-value của thống kê F=0.55432 > 0.05 nên không có cơ sở bác bỏ H0 hay = 0, điều này cho ta thấy rủi ro tỷ giá ở thời kì trễ (t-1) không ảnh hưởng đến rủi ro của tỷ giá ở thời kì hiện tại t. ü Cặp giả thiết 3: . Với mức ý nghĩa . Không có cơ sở bác bỏ H0. Mặt khác khi ta sử dụng Wald Test để kiểm định cặp giả thiết: Ta có kết quả : Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(6) = 0 F-statistic 1.243490 Probability 0.012560 Chi-square 1.243490 Probability 0.011450 P-value của thống kê F = 0.01256 < 0.05 nên H0 bị bác bỏ hay Vậy , điều này cho ta thấy rằng rủi ro của các yếu tố ngoài yếu tố tỷ giá giao ngay ở thời kì trễ (t-1) có ảnh hưởng cùng chiều đến rủi ro tỷ giá giao ngay ở thời kì hiện tại t. 1.4. Mô hình T- GARCH Ø Ước lượng mô hình T-GARCH. Kết quả ước lượng trong bảng 7 phụ lục . Kiểm định các cặp giả thiết sau để kiểm tra các điều kiện của mô hình: ü Cặp giả thiết 1: với . Nên H0 bị bác bỏ hay nói cách khác là hệ số ü Cặp giả thiết 2: Nên không có cơ sở bác bỏ H0 Mặt khác khi ta sử dụng Wald Test để kiểm định cặp giả thiết: Ta có kết quả trong bảng sau: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(5) =0 F-statistic 0.071262 Probability 0.789717 Chi-square 0.071262 Probability 0.789509 P-value của thống kê F=0.789717>0.05 nên không có cơ sở bác bỏ H0 hay = 0, điều này cho ta thấy rủi ro tỷ giá ở thời kì trễ (t-1) không ảnh hưởng đến rủi ro của tỷ giá ở thời kì hiện tại t. ü Cặp giả thiết 3: . Với mức ý nghĩa = 0.05 Vậy không có cơ sở bác bỏ H0. Mặt khác khi ta sử dụng Wald Test để kiểm định cặp giả thiết: Ta có kết quả trong bảng sau: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(7) = 0 F-statistic 1.510851 Probability 0.000000 Chi-square 1.510851 Probability 0.000000 P-value của thống kê F = 0 < 0.05 nên H0 bị bác bỏ hay Vậy , điều này cho ta thấy rằng rủi ro của các yếu tố ngoài yếu tố tỷ giá giao ngay ở thời kì trễ (t-1) có ảnh hưởng cùng chiều đến rủi ro tỷ giá giao ngay ở thời kì hiện tại t. ü Cặp giả thiết 4: Sử dụng kiểm định Wald Test: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(6) = 0 F-statistic 0.111405 Probability 0.738815 Chi-square 0.111405 Probability 0.738550 Theo kết quả bảng trên ta có: P_value của thống kê F = 0.738815 > = 0.05 và P_value của thống kê = 0.738550 > = 0.05, nên không có cơ sở bác bỏ H0, hay nói cách khác rủi ro tỷ giá không ảnh hưởng đến rủi ro tỷ giá giao ngay của EUR với VNĐ tại thời điểm t. 2. Phân tích biến động tỷ giá giao ngay của USD với VNĐ ( EUSD(t)). 2.1. Kiểm định tính dừng của EUSD(t). Xét mô hình: ( Ut là nhiễu trắng ). Vẽ đồ thị xem EUSD(t) có chứa biến xu thế và hệ số chặn không.Đồ thị của EUSD(t) được vẽ trong bảng 8 phụ lục . Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định tính dừng là kiểm định ngiệm đơn vị, ta có kết quả ở bảng 9 phụ lục . Để kiểm định tính dừng của EEUR(t) ta kiểm định cặp giả thiết sau: ( chuỗi không dừng ). ( chuỗi dừng ). Theo kiểm định ADF ta thấy với mức ý nghĩa .Vậy chuỗi EUSD(t) là chuỗi dừng không có xu thế. Quá trình ARIMA(q,d,p): Nhìn vào lược đồ tương quan của EUSD(t) ta thấy không có hệ số tương quan nào nằm ngoài khoảng tin cậy.Do vậy chỉ có hệ số chặn.Ước lượng mô hình chỉ có hệ số chặn ta có kết quả ở bảng 10 phụ lục . Ghi lại phần dư của mô hình này là E2.Kiểm định lại tính dừng của phần dư E2 ta được kết quả trong bảng 11 phụ lục . Ta thấy với mức .Nên E2 là nhiễu trắng, do vậy chuỗi EUSD(t) là quá trình ARIMA(q,0,p) với p=0, q=0. 2.2. Mô hình ARCH. *) Ước lượng mô hình ARCH(1): ( với điều kiện ) Ta có kết quả ước lượng trong bảng 12 phụ lục . Với mức ý nghĩa ta đi kiểm định cặp giả thiết sau để xem mô hình này có thoả mãn các điều kiện hay không : ü Cặp giả thiết 1: Nên H0 bị bác bỏ, hay nói cách khác là hệ số ü Cặp giả thiết 2: với Không H0 bị bác bỏ, hay ( không thoả mãn điều kiện của mô hình). 2.3. Mô hình GARCH. Ø Ước lượng mô hình GARCH(1,1): (với điều kiện ) Ta có kết quả ước lượng ở bảng 13 phụ lục : Sử dụng các cặp kiểm định sau để kiểm tra các điều kiện của mô hình: ü Cặp giả thiết 1: Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định T ta có: với Không có cơ sở bác bỏ H0( không thoả mãn điều kiện của mô hình ) ü Cặp giả thiết 2: H0 bị bác bỏ, hay < 0 ( không thoả mãn điều kiện của mô hình ) ü Cặp giả thiết 3: Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định T ta có: . Với mức ý nghĩa .Không có cơ sở bác bỏ H0. Mặt khác khi ta sử dụng Wald Test để kiểm định cặp giả thiết: Ta có kết quả trong bảng sau: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(4) = 0 F-statistic 2.062115 Probability 0.152125 Chi-square 2.062115 Probability 0.151000 P-value của thống kê F = 0,152125 > 0,05 nên H0 không có cơ sở bác bỏ hay = 0, điều này cho ta thấy rằng rủi ro của các yếu tố ngoài yếu tố tỷ giá giao ngay ở thời kỳ trễ (t-1) không ảnh hưởng đến rủi ro của tỷ giá giao ngay ở thời kì hiện tại t. 2.4. Mô hình T- GARCH Ø Ước lượng mô hình T-GARCH. Kết quả ước lượng trong bảng 14 phụ lục . Dùng các cặp kiểm định sau để kiểm tra các điều kiện của mô hình: ü Cặp giả thiết 1: Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định T ta có: . Nên H0 bị bác bỏ hay nói cách khác là hệ số ü Cặp giả thiết 2: Theo kiểm định T ta có: Nên H0 không bị bác bỏ. Mặt khác khi ta sử dụng Wald Test để kiểm định cặp giả thiết: Ta có kết quả trong bảng sau: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(3) = 0 F-statistic 3.289760 Probability 0.070795 Chi-square 3.289760 Probability 0.069713 Ta có P-value của thống kê F=0,070795 > 0,05 nên không có cơ sở bác bỏ H0 hay = 0, hay rủi ro tỷ giá ở thời kì trễ (t-1) không ảnh hưởng đến rủi ro của tỷ giá ở thời kì hiện tại t. ü Cặp giả thiết 3: . = 0.05 Vậy không có cơ sở bác bỏ H0. Mặt khác khi ta sử dụng Wald Test để kiểm định cặp giả thiết: Ta có kết quả trong bảng sau: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(5) = 0 F-statistic 1.627631 Probability 0.203100 Chi-square 1.627631 Probability 0.202031 Ta thấy P-value của thống kê F = 0,2031 > 0,05 nên H0 bị bác bỏ hay = 0, điều này cho ta thấy rằng rủi ro của các yếu tố ngoài yếu tố tỷ giá giao ngay ở thời kì trễ (t-1) không ảnh hưởng đến rủi ro của tỷ giá giao ngay ở thời kì hiện tại t. ü Cặp giả thiết 4: Sử dụng kiểm định Wald Test: Wald Test: Equation: ARCHUSD Null Hypothesis: C(4)=0 F-statistic 0.267730 Probability 0.605272 Chi-square 0.267730 Probability 0.604859 Theo kết quả bảng trên ta có: P_value của thống kê F = 0,605272 > = 0.05 và P_value của thống kê = 0,604859 > = 0.05, nên không có cơ sở bác bỏ H0, hay rủi ro tỷ giá không ảnh hưởng đến rủi ro tỷ giá giao ngay của EUR với VNĐ tại thời điểm t. 3. Phân tích biến động tỷ giá giao ngay của JPY với VNĐ ( EJPY(t) ). 3.1. Kiểm định tính dừng của EJPY(t). Xét mô hình: ( Ut là nhiễu trắng ). Trước hết ta vẽ đồ thị xem EJPY(t) có chứa biến xu thế và hệ số chặn không.Đồ thị của EJPY(t) được vẽ trong bảng 15 phụ lục . Nhìn vào đồ thị trên ta thấy EJPY(t) có những giai đoạn nó giảm rất mạnh nhưng có những giai đoạn nó lại tương đối ổn định, do vậy EJPY(t) không chứa biến xu thế nhưng có hệ số chặn.Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định tính dừng là kiểm định ngiệm đơn vị, ta có kết quả ở bảng 16 phụ lục . Để kiểm định tính dừng của EJPY(t) ta kiểm định cặp giả thiết sau: ( chuỗi không dừng ). ( chuỗi dừng ). Theo kiểm định ADF ta thấy với mức ý nghĩa .Vậy chuỗi EJPY(t) là chuỗi dừng không có xu thế. Quá trình ARIMA(q,d,p) với 3 tham biến điều khiển q,d,p cho phép phân tích cơ chế hình thành biến tỷ giá giao ngay EJPY(t) tại thời điểm t theo số liệu thu thập được. Nhìn vào lược đồ tương quan của EJPY(t) ta thấy PAC(1) khác không.Do vậy ta có thể có quá trình AR(1).Ước lượng tham số này ta nhận được kết quả ở bảng 17 phụ lục . Ghi lại phần dư của mô hình này là E3.Kiểm định lại tính dừng của phần dư E1 ta được kết quả trong bảng 18 phụ lục . Ta thấy với mức .Nên E3 là nhiễu trắng, do vậy chuỗi EJPY(t) là quá trình ARIMA(0,0,1) 3.2. Mô hình ARCH. *) Ước lượng mô hình ARCH(1): ( với điều kiện ) Ta có kết quả ước lượng trong bảng 19 phụ lục . Kiểm định cặp giả thiết sau : ü Cặp giả thiết 1: Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định T ta có: với Nên H0 bị bác bỏ, hay nói cách khác là hệ số ü Cặp giả thiết 2: với Không có cơ sở bác bỏ H0. Mặt khác khi ta sử dụng Wald Test ta kiểm định cặp giả thiết: Ta có kết quả trong bảng sau: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(4) = 0 F-statistic 222.8062 Probability 0.000000 Chi-square 222.8062 Probability 0.000000 Ta thấy P-value cuả thống kê F = 0 < 0,05 nên H0 bị bác bỏ hay > 0.Điều này cho ta thấy rủi ro tỷ giá thời kỳ trễ (t-1) có ảnh hưởng đến rủi ro của tỷ giá ở thời kì hiện tại t. 3.3. Mô hình GARCH. Ø Ước lượng mô hình GARCH(1,1): (với điều kiện ) Ta có kết quả ước lượng ở bảng 20 phụ lục : Sử dụng các cặp kiểm định sau để kiểm tra các điều kiện của mô hình: ü Cặp giả thiết 1: Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định T ta có: với Nên H0 bị bác bỏ, hay nói cách khác là hệ số ü Cặp giả thiết 2: Nên không có cơ sở bác bỏ H0 Mặt khác khi ta sử dụng Wald Test để kiểm định cặp giả thiết: Ta có kết quả trong bảng sau: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(4) = 0 F-statistic 17.84993 Probability 0.000033 Chi-square 17.84993 Probability 0.000024 Ta thấy P-value của thống kê F=0,000033 0, điều này cho ta thấy rủi ro tỷ giá ở thời kì trễ (t-1) có ảnh hưởng cùng chiều đến rủi ro của tỷ giá ở thời kì hiện tại t. ü Cặp giả thiết 3: . Với mức ý nghĩa .Không có cơ sở bác bỏ H0. Mặt khác khi ta sử dụng Wald Test để kiểm định cặp giả thiết: Ta có kết quả trong bảng sau: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(5) = 0 F-statistic 0.004716 Probability 0.945299 Chi-square 0.004716 Probability 0.945249 P-value của thống kê F = 0,945299 > 0,05 => không có cơ sở bác bỏ H0 hay = 0, điều này cho ta thấy rằng rủi ro của các yếu tố ngoài yếu tố rủi ro tỷ giá giao ngay ở thời kì trễ (t-1) không ảnh hưởng đến rủi ro của tỷ giá giao ngay ở thời kì hiện tại t. 3.4. Mô hình T- GARCH. Ø Ước lượng mô hình T-GARCH. Kết quả ước lượng trong bảng 21 phụ lục . Sử dụng các cặp kiểm định sau để kiểm tra các điều kiện của mô hình: ü Cặp giả thiết 1: Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định T ta có: với . Nên H0 bị bác bỏ hay nói cách khác là hệ số ü Cặp giả thiết 2: Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định T ta có: Nên không có cơ sở bác bỏ H0 Mặt khác khi ta sử dụng Wald Test để kiểm định cặp giả thiết: Ta có kết quả trong bảng sau: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(4) = 0 F-statistic 10.18657 Probability 0.001579 Chi-square 10.18657 Probability 0.001415 Ta thấy P-value của thống kê F = 0,001579 0, điều này cho ta thấy rủi ro tỷ giá ở thời kì trễ (t-1) có ảnh hưởng cùng chiều đến rủi ro của tỷ giá ở thời kì hiện tại t. ü Cặp giả thiết 3: Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định T ta có: . Với mức ý nghĩa = 0.05 Vậy không có cơ sở bác bỏ H0. Mặt khác khi ta sử dụng Wald Test để kiểm định cặp giả thiết: Ta có kết quả trong bảng sau: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(6) = 0 F-statistic 0.444351 Probability 0.505589 Chi-square 0.444351 Probability 0.505030 P-value của thống kê F = 0 < 0.05 nên không có cơ sở bác bỏ H0 hay = 0, điều này cho ta thấy rằng rủi ro của các yếu tố ngoài yếu tố tỷ giá giao ngay thời kì trễ (t-1) không ảnh hưởng đến rủi ro của tỷ giá giao ngay ở thời kì hiện tại t. ü Cặp giả thiết 4: Sử dụng kiểm định Wald Test: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(5)=0 F-statistic 2.345235 Probability 0.126816 Chi-square 2.345235 Probability 0.125667 Theo kết quả bảng trên ta có: P_value của thống kê F = 0.126816 > = 0.05 và P_value của thống kê = 0.125667 > = 0.05, nên không có cơ sở bác bỏ H0, hay nói cách khác rủi ro tỷ giá không ảnh hưởng đến rủi ro tỷ giá giao ngay của JPY với VNĐ tại thời điểm t 4. Phân tích biến động tỷ giá giao ngay của SGD với VNĐ ( ESGĐ(t) ). 4.1. Kiểm định tính dừng của ESGĐ(t). Xét mô hình: ( Ut là nhiễu trắng ). Đồ thị của ESGĐ(t) được vẽ trong bảng 22 phụ lục . Nhìn vào đồ thị trên ta thấy ESGĐ(t) không chứa biến xu thế nhưng có hệ số.Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định tính dừng là kiểm định ngiệm đơn vị, ta có kết quả ở bảng 23 phụ lục . Để kiểm định tính dừng của ESGĐ(t) ta kiểm định cặp giả thiết sau: ( chuỗi không dừng ). ( chuỗi dừng ). Theo kiểm định ADF ta thấy với mức ý nghĩa .Vậy chuỗi ESGĐ(t) là chuỗi dừng không có xu thế. Quá trình ARIMA(q,d,p): Nhìn vào lược đồ tương quan của ESGĐ(t) ta thấy không có hệ số tương quan nào nằm ngoài khoảng tin cậy.Do vậy chỉ có hệ số chặn.Ước lượng tham số này ta nhận được kết quả ở bảng 24 phụ lục . Ghi lại phần dư của mô hình này là E4.Kiểm định lại tính dừng của phần dư E1 ta được kết quả trong bảng 25 phụ lục . Ta thấy với mức .Nên E1 là nhiễu trắng, do vậy chuỗi ESGĐ(t) là quá trình ARIMA(0,0,0). 4.2. Mô hình ARCH. *) Ước lượng mô hình ARCH(1): ( với điều kiện ) Ta có kết quả ước lượng trong bảng 26 phụ lục . Kiểm định các cặp giả thiết của mô hình để kiểm tra các điều kiện của mô hình : ü Cặp giả thiết 1: Theo kiểm định T ta thấy : với Nên H0 bị bác bỏ, hay nói cách khác là hệ số ü Cặp giả thiết 2: với Không có cơ sở bác bỏ H0. Mặt khác khi ta sử dụng Wald Test ta kiểm định cặp giả thiết: Ta có kết quả trong bảng sau: Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(3) = 0 F-statistic 6.298946 Probability 0.012647 Chi-square 6.298946 Probability 0.012081 Ta có P-value cuả thống kê F = 0,012647 0.Điều này cho ta thấy rủi ro tỷ giá thời kỳ trễ (t-1) có ảnh hưởng cùng chiều đến rủi ro của tỷ giá ở thời kì hiện tại t. 4.3. Mô hình GARCH. Ø Ước lượng mô hình GARCH(1,1): (với điều kiện ) Ta có kết quả ước l