Đề tài Kiểm định sự tồn tại UIP giữa thị trường Mỹ và Việt Nam

ính là quy luật 1 giá trên thị trường tiền tệ. Phân tích bằng đồ thị ngang giá lãi suất không phòng ngừa và hiệu ứng Fisher quốc tế. Hình trên trình bày 1 tập hợp các điểm phù hợp với luận cứ đằng sau lý thuyết hiệu ứng Fisher quốc tế. Thí dụ, điểm E phản ánh 1 trường hợp mà lãi suất nước ngoài cao hơn lãi suất trong nước 3%. Tuy nhiên, đồng ngoại tệ đã giảm giá 3% để bù trừ lợi thế lãi suất của nó. Như vậy, 1 nhà đầu tư khi mở 1 ký thác ở nước ngoài sẽ có thể đạt được 1 tỷ suất sinh lợi tương tự với tỷ suất sinh lợi có thể đạt được trong nước. Điểm F biểu thị cho lãi suất trong nước cao hơn lãi suất nước ngoài 2%. Nếu các nhà đầu tư trong nước mở 1 ký thác nước ngoài, họ ở vị thế bất lợi về lãi suất nước ngoài. Tuy nhiên, theo lý thuyết hiệu ứng Fisher quốc tế, đồng ngoại tệ này sẽ tăng giá 2% để bù trừ bất lợi lãi suất. Điểm F trong hình trên cũng có thể minh họa hiệu ứng Fisher quốc tế từ góc nhìn của 1 nhà đầu tư nước ngoài. Lãi suất trong nước sẽ có vẻ hấp dẫn với nhà đầu tư nước ngoài. Tuy nhiên, theo lý thuyết hiệu ứng Fisher quốc tế, đồng ngoại tệ sẽ tăng giá 2%, mà đối với nhà đầu tư nước ngoài, việc này có nghĩa đầu tư trong nước sẽ giảm giá để bù trừ lợi thế lãi suất. Tất cả các điểm dọc theo đường hiệu ứng Fisher quốc tế trong hình trên phản ánh điều chỉnh tỷ giá hối đoái để bù trừ chênh lệch trong lãi suất. Điều này có nghĩa 1 nhà đầu tư cuối cùng sẽ đạt được cùng 1 tỷ suất sinh lợi (đã điều chỉnh theo các biến động tỷ giá hối đoái) bất kỳ đầu tư trong nước hay đầu tư ở nước ngoài. Nói chính xác hơn, lý thuyết hiệu ứng Fisher quốc tế không cho rằng mối liên hệ này sẽ hiện diện qua mỗi thời kỳ. Điểm chính của lý thuyết hiệu ứng Fisher quốc tế không cho rằng mối liên hệ này sẽ hiện diện qua mỗi thời kỳ. Điểm chính của hiệu ứng Fisher quốc tế là nếu 1 công ty đầu tư định kỳ ở nước ngoài để đạt lợi thế lãi suất nước ngoài cao hơn, sẽ đạt được 1 tỷ suất sinh lợi, tính bình quân, tương tự với tỷ suất sinh lợi đạt được khi công ty này ký thác trong nước định kỳ. Các điểm bên dưới đường hiệu ứng Fisher quốc tế thường phản ánh tỷ suất sinh lợi từ ký thác nước ngoài cao hơn. Thí dụ điểm G trong hình trên biểu thị lãi suất nước ngoài cao hơn lãi suất trong nước 3%. Ngoài ra, đồng ngoại tệ tăng giá 2%. Sự kết hợp lãi suất nước ngoài cao hơn với tăng giá đồng ngoại tệ sẽ làm tỷ suất sinh lợi nước ngoài cao hơn tỷ suất sinh lợi có thể có trong nước. Nếu các dữ liệu thực tế được tập hợp va ghi lại, và hầu hết các điểm đều nằm bên dưới đường hiệu ứng Fisher quốc tế, điều này cho thấy rằng các nhà đầu tư trong nước có thể liên tục gia tăng thu nhập từ đầu tư bằng cách mở ký thác ngân hàng ở nước ngoài. Các kết quả này bác bỏ lý thuyết hiệu ứng Fisher quốc tế. Các điểm nằm phía trên đường hiệu ứng Fisher quốc tế thường phản ánh tỷ suất sinh lợi từ ký thác nước ngoài thấp hơn tỷ suất sinh lợi có thể thu được trong nước. Thí dụ, điểm H phản ánh lãi suất nước ngoài cao hơn lãi suất trong nước 3%. Tuy nhiên, điểm H cũng cho thấy rằng tỷ giá hối đoái của đồng ngoại tệ giảm giá 5% để bù trừ nhiều hơn lợi thế lãi suất. Một thí dụ khác, điểm J biểu thị 1 trường hợp mà 1 nhà đầu tư trong nước bị 2 trở ngại do đầu tư vào 1 ký thác nước ngoài. Thứ nhất, lãi suất nước ngoài thấp hơn lãi suất trong nước. Thứ hai, đồng ngoại tệ giảm giá trong suốt thời gian cầm giữ ký thác nước ngoài. Nếu các dữ liệu thực tế được tập hợp và ghi trên đồ thị, đa số các điểm đều nằm phía trên đường hiệu ứng Fisher quốc tế. Điều này có nghĩa là các nhà đầu tư trong nước liên tục đạt được tỷ suất sinh lợi từ đầu tư nước ngoài thấp hơn từ đầu tư trong nước. Các kết quả này bác bỏ lý thuyết hiệu ứng Fisher quốc tế. Hình trên là 1 thí dụ về 1 tập hợp các điểm có xu hướng hỗ trợ lý thuyết hiệu ứng Fisher quốc tế. Chúng cho thấy là tỷ suất sinh lợi từ đầu tư nước ngoài ngắn hạn tính trung bình bằng với tỷ suất sinh lợi có thể đạt được trong nước. Lưu ý rằng mỗi điểm riêng rẽ phản ánh 1 thay đổi trong tỷ giá hối đoái không bù trừ chính xác chênh lệch lãi suất. Trong vài trường hợp, thay đổi tỷ giá hối đoái không bù trừ chênh lệch lãi suất. Nói chung, các kết quả bù trừ nhau để chênh lệch lãi suất tính trung bình được bù trừ bởi các thay đổi trong tỷ giá hối đoái. Như vậy, đầu tư nước ngoài tạo ra tỷ suất sinh lợi tính bình quân bằng với tỷ suất sinh lợi từ đầu tư trong nước. KIỂM ĐỊNH SỰ TỒN TẠI CỦA UIP TRONG NGẮN HẠN. Xây dựng phương trình ước lượng St là tỷ giá giao ngay ngoại tệ tại thời điểm t St, t+k là tỷ giá giao ngay của ngoại tệ tại thời điểm t + k. it, k: là lãi suất của các sản phẩm tài chính định danh bằng đồng nội tệ trong thời kỳ k. i*t, k: là lãi suất của các sản phẩm tài chính định danh bằng đồng ngoại tệ trong thời kỳ k. Công thức này là điều kiện kinh doanh chênh lệch chưa xét đến khẩu vị của nhà đầu tư. Tuy nhiên, để mở rộng mô hình này cho các nhà đầu tư không chấp nhận rủi ro thì tỷ giá giao ngay trong tương lai sẽ chênh lệch với tỷ giá giao ngay kỳ vọng một phần bù để bù đắp cho phần phi rủi ro nhận được do đầu tư đầu tư vào tài sản bằng nội tệ thay vì đầu tư vào tài sản ngoại tệ. Chúng ta định nghĩa phần bù rủi ro là δ. Ta có, sự biến động tỷ giá từ thời điểm t đến thời điểm t+k bằng một hàm số theo chênh lệch lãi suất và phần bù rủi ro, chúng ta có: rSe t, t+k = (it, k - i*t, k) – δt. t+k . (1). Ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP) được thể hiện trong phương trình trên khi phần bù rủi ro bằng 0, kết quả này phù hợp với giả định rằng các nhà đầu tư là chấp nhận rủi ro. Trong trường hợp này thì biến động trong tỷ giá giao ngay kỳ vọng sẽ bằng với chênh lệch lãi suất hiện tại Tuy nhiên, phương trình trên không thể được kiểm định một cách trực tiếp vì không có số liệu tỷ giá giao ngay tương lai. Để các nghiên cứu này khả thi thì UIP thường được kiểm định kèm theo kỳ vọng hợp lý trên thị trường ngoại hối. Khi đó, giá trị tương lai của St, t+k sẽ là giá trị kỳ vọng tại thời điểm t cộng với môt sai số ký hiệu là: St, t+k = Sret,t+k + 𝛏 t, t+k. (2) Thay vào phương trình ta có mối quan hệ như sau: rS t, t+k = (it, k - i*t, k) – δt. t+k+ 𝛏 t, t+k. (3). Vế trái phương trình (3) chính là biến động của tỷ giá từ thời điểm t đến t+k. Theo lý thuyết về kỳ vọng không thiên lệch, hai giá trị cuối trong phương trình (3) được giả định là trực giao với chênh lệch lãi suất. Do đó, trong điều kiện hồi quy, tham số ước lượng của chênh lệch lãi suất sẽ có một phân phối xác suất theo hàm hồi quy sau: rS t, t+k = α + β(it, k - i*t, k)+ 𝜀 Sử dụng mô hình này để kiểm định mối quan hệ giữa độ lệch lãi suất và biến động tỷ giá hối đoái, theo đó chênh lệch lãi suất giữa VND và lãi suất của USD có phải là một dự báo không thiên lệch trong sự biến động trong tỷ giá giao ngay trong tương lai của đôla Mỹ hay không. Nếu đúng, các nhà kinh doanh chênh lệch sẽ không có cơ hội kinh doanh kiếm lời do chênh lệch lãi suất. Và có nghĩa chính phủ không sử dụng bất kỳ quyền kiểm soát nào và thị trường vốn cân bằng. Kiểm định UIP giữa Việt Nam và Mỹ. Kết Quả Eview: Bảng kết quả ước lượng mô hình UIP. Dependent Variable: SER01 Method: Least Squares Date: 02/17/12 Time: 18:09 Sample: 1 48 Included observations: 48 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.   C -0.001733 0.003618 -0.479126 0.6341 SER02 0.011614 0.004764 2.437709 0.0187 R-squared 0.114404     Mean dependent var 0.006465 Adjusted R-squared 0.095152     S.D. dependent var 0.009712 S.E. of regression 0.009238     Akaike info criterion -6.490133 Sum squared resid 0.003926     Schwarz criterion -6.412166 Log likelihood 157.7632     Hannan-Quinn criter. -6.460669 F-statistic 5.942423     Durbin-Watson stat 1.651314 Prob(F-statistic) 0.018704 Phương trình hồi qui có dạng: ∆St,t+k=-0.001733+0.011614(it, k-it,k*) Ý nghĩa của mô hình là 11.44%, nghĩa là mối quan hệ tuyến tính giữa chênh lệch lãi suất giữa VND – USD và biến động tỷ giá giao ngay trong tương lai của đôla Mỹ là 11.44%. Nói cách khác, chỉ có 11.44% biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai giải thích mối quan hệ tuyến tính với tỷ giá. Chúng ta kiểm định mối quan hệ này, giả thuyết: H0: β=0 (giữa X và Y không có mối quan hệ nghĩa là giữa chênh lệch lãi suấ giữa VND – USD và biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai của đôla Mỹ là không H1: β¹0 (giữa X và Y có ý nghĩa là giữa chênh lệch lãi suất giữa VND – USD và biến động tỷ giá giao ngay trong tương lai của đôla Mỹ là có tương quan). Nhìn vào kết quả kiểm định ta thấy: hệ số gốc của mô hình β bằng 0.011614 với giá trị thống kê z bằng 2,4377 > 2,355 = zα/2. Như vậy giả thiết Ho bị bác bỏ, nghĩa là chênh lệch lãi suất giữa VND – USD và biến động tỷ giá giao ngay trong tương lai của đôla Mỹ là có tương quan. Tuy nhiên mối tương quan là rất yếu, hệ số góc chỉ bằng 0,011614 trong khi nếu ngang giá lãi suất không phòng ngừa tồn tại thì giá trị này phải bằng 1.Như vậy có thể kết luận ngang giá lãi suất ở Việt Nam không tồn tại vì chênh lệch lãi suất giữa VND và USD chỉ giải thích một phần rất nhỏ trong tỉ giá giao ngay tương lai của đôla Mĩ . Kiểm định UIP ngắn hạn giữa các nước khác với Mỹ. Có nhiều nghiên cứu về sự tồn tại của lý thuyết UIP. Các nghiên cứu ban đầu bởi Bilson (1981), Longworth (1981), và Meese và Rogoff (1983). Cuộc khảo sát do Froot và Thaler (1990), ví dụ, tìm thấy một ước tính trung bình cho β là -0,88. Cuộc điều tra của MacDonald, Taylor (1992), Isard (1995) và những người khác cũng có các kết quả tương tự. Trong công trình nghiên cứu của Menzie Chinn đề cập đến ước lương phương trình hồi quy giữa lãi suất và những thay đổi trong tỷ giá trong giai đoạn Quý 1/1980- quý 1/2000. (Số liệu ước lượng β trong kiểm định UIP ngắn hạn ở phần Phụ lục.) Giá cả nội tệ sáu quốc gia so với đô la Mỹ ( trong 3, 6, và 12 tháng) đã đưa ra một kết quả là có độ lệch khỏi ngang giá lãi suất trong ngắn hạn. Hệ số trung bình β khoảng - 0,8 ở quan sát theo quý, tương tự như giá trị trong cuộc khảo sát của Froot và Thaler (1990) và từ khoảng - 0,6 ở các quan sát theo 6 tháng đến -0,4 ở 12 tháng. Hầu hết các trường hợp nó đều để bác bỏ giả thuyết rằng β=1 và khi đó lý thuyết UIP bị bác bỏ, ngoài ra các sai số chuẩn của các tham số là khá lớn và R2 thấp. Đặc biệt trong ngắn hạn cho thấy tỷ giá hối đoái di chuyển nghịch với lãi suất. Giải thích tại sao UIP không tồn tại trong ngắn hạn. Trong thực tế, do các giả thiết nêu trên chỉ là tương đối, nên giữa các mức lãi suất không phòng ngừa luôn tồn tại một độ lệch nhất định tuy nhiên các hành vi kinh doanh chênh lệch lãi suất vẫn không thể thực hiện được. Để giải thích điều này, chúng ta sẽ tìm hiểu những nhân tố làm UIP bị lệch trong thực tế. Có 6 nhân tố cơ bản bao gồm: Chi phí giao dịch Có 2 loại chi phí giao dịch cơ bản: chi phí giao dịch trên thị trường ngoại hối và chi phí giao dịch trên thị trường chứng khoán. Chi phí giao dịch được hình thành từ 2 yếu tố: chênh lệch giữa tỷ giá mua và tỷ giá bán; phí môi giới. Ví dụ : NHTM áp dụng chênh lệch giữa tỷ giá mua và tỷ giá bán để bù đắp các chi phí và tạo ra lợi nhuận cho NHTM (vào ngày 17/02/2012 - Tỷ giá mua vào: 20,800Đ; Tỷ giá bán ra USD 20,860 Đ). Do nhà đâu tư phải gánh chịu khoản chênh lệch này, do đó làm giảm thu nhập từ đầu tư ngoại tệ. Ngoài ra, một số khách hàng còn phải chịu phí môi giới (từ ngày 1.5.2011 phí môi giới chứng khoán tối thiểu ở VN là 0,15%). Và chi phí môi giới cũng xảy ra khi NHTM không có sẵn ngoại tệ, để phục vụ khách hàng, NHTM này phải mua lại từ NHTM khác, nên khách hàng phải chịu thêm khoản phí dịch vụ. Những hoạt động giao dịch của người cư trú tại Việt Nam đầu tư ra nước ngoài luôn phát sinh nhiều chi phí giao dịch hơn so với đầu tư nội địa. Do vậy, kinh doanh chênh lệch lãi suất chỉ xảy ra khi đầu tư vào tài sản ghi bằng ngoại tệ thu nhập cao hơn từ đầu tư vào nội tệ cộng với chi phí giao dịch. Hay nói cách khác, các hành vi kinh doanh chênh lệch lãi suất chỉ hoạt động chừng nào mức lãi suất ngoại tệ không bảo hiểm lớn hơn mức lãi suất nội tệ cộng với chi phí cho các giao dịch. Chi phí thu nhập và xử lý thông tin. Hình thành UIP chúng ta ngầm giả định rằng nhà đầu tư được miễn phí hoàn toàn khi thu nhập và xử lý thông tin cần thiết về lãi suất và tỷ giá để tìm kiếm các cơ hội đầu tư có lãi suất. Nhưng trong thực tế lại không hoàn toàn như vậy, các nhà đầu tư phải mua thông tin và phải chịu chi phi xử lý thông tin. Do vậy, đây cũng là nhân tố khiến cho UIP không được duy trì trong thực tế. Tuy nhiên, nhân tố này không làm cho UIP lệch đáng kể. Can thiệp của Chính Phủ. Can thiệp của Chính Phủ bao gồm việc điều tiết và kiểm soát các giao dịch tài chính và giao dịch ngoại hối bằng hình thức cơ bản là ấn định mức lãi suất trần nội tệ, để không cho lãi suất tăng lên mức trần quy định. Hành vi can thiệp của Chính Phủ đã tạo nên độ lệch trong thu nhập giữa đầu tư bằng ngoại tệ và đầu tư bằng nội tệ làm cho mức thu nhập không bảo hiểm có lợi hơn khi đầu tư bằng ngoại tệ ( do có thu nhập cao hơn) nên đã kích thích luồng vốn chạy ra. Để hạn chế luồng vốn chạy ra, chính phủ áp dụng các biện pháp kiểm soát ngoại hối (vd: mua ngoại tệ), kết quả là đầu tư ra nước ngoài bị hạn chế. Trong trường hợp này can thiệp của chính phủ đã duy trì và kéo dài độ lệch của UIP. Điển hình ở Việt Nam, Ngân hàng Nhà nước tiếp tục giữ ổn định mức trần lãi suất huy động vốn bằng VND 14%/năm; cam kết đến cuối năm tỷ giá biến động không quá 1%. Đồng thời, để góp phần kiểm soát tăng trưởng tín dụng bằng ngoại tệ, NHNN cho biết sẽ sửa đổi cơ chế cho vay bằng ngoại tệ theo hướng quy định điều kiện chặt chẽ hơn đối với khách hàng không có nguồn thu ngoại tệ từ hoạt động SXKD để trả nợ vay; tăng tỷ lệ và mở rộng phạm vi áp dụng dự trữ bắt buộc bằng ngoại tệ đối với các TCTD. Sự can thiệp của Chính phủ (mà cụ thể là NHNN) vào tỷ giá là rất lớn, biểu hiện qua việc tỷ giá được kiểm soát khá chặt chẽ, qua việc thực hiện nhiều giải pháp như: nới rộng biên độ +/-5% (3/2009); hạ biên độ xuống +/- 3% (2/2010) để tính tỷ giá cho các ngân hàng thương mại, đồng thời với việc điều chỉnh tăng tỷ giá liên ngân hàng 3,36% ; 4/2010 NHNN yêu cầu các Tổng công ty, Tập đoàn có thu ngoại tệ phải bán cho ngân hàng và kiểm soát chặt chẽ các giao dịch mua bán ngoại tệ tại các địa điểm mua bán ngoại tệ. Vào ngày 18/8/2010, NHNN đã điều chỉnh tăng tỷ giá liên ngân hàng lên hơn 2% (từ 18.544VND/USD lên 18.932 VND/USD) và giữ nguyên biên độ. Hiện nay tỷ giá liên ngân hàng đang được chốt tại 20828 VND. Những trở ngại tài chính và sự không hoàn hảo của thị trường vốn. Những nhân tố khác cũng có thể ngăn cản hành vi kinh doanh chênh lệch lãi suất như: nguồn vốn không có sẳn cho đầu tư, các NHTM áp dụng mức tín dụng đối với khách hàng, khiến cho khách hàng bỏ mất cơ hội kinh doanh chênh lệch giá. Ví dụ Thực tế vào đầu năm 2012 trong tình hình cả nền kinh tế tăng trưởng bị chậm lại, rủi ro cho vay tăng và đặc biệt là bị giới hạn về tăng trưởng tín dụng thì các NHTM đã có xu hướng gia tăng mức lãi suất cho vay đối với khách hàng để bù đắp các rủi ro. Điều này khiến cho lợi nhuận biên từ hoạt động tín dụng khi cho vay đối với khách hàng có xu hướng tăng cao. Ngoài ra, sự không hoàn hảo của thị trường vốn như là sự độc quyền, thiếu thông tin ... cũng là nguyên nhân ngăn cản hoạt động kinh doanh chênh lệch lãi suất và làm cho UIP không được duy trì. Tính không đồng nhất của của các tài sản. Một trong những nguyên nhân khiến cho UIP không được duy trì là các tài sản không hoàn toàn đồng nhất với nhau như giả thiết ( khác nhau về tính thanh khoản, VD: trong những tháng vừa qua, TTCK Việt Nam có thanh khoản rất thấp. Những phiên giao dịch triền miên “rớt dài” với tổng giá trị của cả hai sàn chỉ đạt trên dưới 500 tỷ đồng. Hàng chục tới hàng trăm mã cổ phiếu không có giao dịch hoặc chỉ được mua bán cầm chừng khoảng 100 cổ phiếu/ phiên, làm cho các nhà đầu tư đang dần rời bỏ thị trường làm cho tính thanh khoản của thị trường chứng khoán Việt Nam giảm. Ngoài ra yếu tố rủi ro (gồm rủi ro vỡ nợ và rủi ro chính trị) cũng là nguyên nhân khiến cho UIP không được duy trì. Rủi ro vỡ nợ xảy ra khi người phát hành chứng khoán không có khả năng thanh toán các khoản tiền lãi và tiền gốc các khoản nợ. Nếu tài sản có rủi ro vỡ nợ cao thì mức lãi suất áp dụng phải cao làm cho mức lãi suất không phòng ngừa đầu tư vào tài sản có độ rủi ro cao phải cao hơn mức lãi suất nội tệ. Nghĩa là UIP không được duy trì. Thực tế cho thấy trong 10 năm qua, hệ thống ngân hàng đang bộc lộ một số khó khăn, thách thức như, chất lượng tài sản suy giảm; rủi ro thanh khoản gia tăng; năng lực vốn tự có còn thấp; khả năng quản trị rủi ro và quản trị doanh nghiệp chưa đáp ứng thông lệ quốc tế và tương xứng với tốc độ phát triển về quy mô... Theo số liệu của Ngân hàng Nhà nước, đến cuối tháng 7 tỷ lệ nợ xấu là 3,04% trên tổng dư nợ cho vay so với mức 2,16% cuối năm 2010. Mục tiêu Ngân hàng Nhà nước đề ra là trường hợp tệ nhất nợ xấu có thể chạm ngưỡng 5%. Bản thân mục tiêu này cũng cho thấy vấn đề nợ xấu có chiều hướng tiếp tục tăng. Nợ xấu của các ngân hàng có thể đã vượt xa con số công bố chính thức và nhiều công ty đã bắt đầu rút dần tiền gửi về để giải quyết những khó khăn trong kinh doanh và bù đắp mức lợi nhuận sụt giảm. Việt Nam hiện đang phải đối mặt với tình trạng lạm phát tăng cao nhất ở khu vực châu Á, cùng với đó là tăng trưởng chậm và thâm hụt thương mại cao. Chính điều này cũng gây những trở ngại lớn trong việc trao đổi ngoại tệ với nước ngoài. Moody’s cho rằng sự mất cân bằng của nền kinh tế nội địa đã tạo ra những rủi ro về chất lượng tài sản của các ngân hàng Việt Nam khiến việc huy động vốn càng khó khăn. Moody’s đánh giá mức độ tín nhiệm của trái phiếu Việt Nam ở mức B1, mức cao thứ 4 trong 11 nhóm các loại trái phiếu không nên đầu tư. Trước đó, hồi tháng 12/2010, Moody’s đã hạ mức đánh giá tín dụng Việt Nam từ BA3 xuống B1. Rủi ro quốc gia đề cập đến rủi ro mà một quốc gia sẽ không thể thực hiện hay không sẵn sàng thực hiện các cam kết tài chính, nghĩa vụ nợ của mình đối với người cho vay hoặc nhà đầu tư nước ngoài. Khi mà một quốc gia không hoàn thành được nhiệm vụ đề ra thì nó sẽ gây hại đến hoạt động của tất cả các công cụ tài chính khác trong quốc gia đó như cổ phiếu, trái phiếu, quỹ tương hỗ, quyền chọn và hợp đồng tương lai. Rủi ro quốc gia ảnh hưởng đến mọi hoạt động khác nhau của một quốc gia, đặc biệt, tác động trực tiếp đến môi trường đầu tư, tạo nên sự ổn định hay tính bất ổn cho môi trường đầu tư của một quốc gia. Loại rủi ro này hầu hết thường được thấy tại các thị trường mới nổi hay các quốc gia bị thâm hụt cán cân thương mại nghiêm trọng. Rủi ro quốc gia bao gồm khả năng các nguồn vốn đầu tư ở nước ngoài bị phong tỏa, không được chuyển đổi sang các chứng khoán khác. Hạn chế chuyển sang những đồng tiền khác hay sung vào công quỹ .v.v... cũng là nguyên nhân làm UIP không được duy trì. Kỳ vọng của nhà đầu tư là không thuần nhất. Kỳ vọng của nhà đầu tư là không thuần nhất đặc biệt là sau cuộc khủng hoảng toàn cầu. Các nhà đầu tư hành xử theo suy nghĩ của mình, họ có thể lạc quan hay bi quan. Do đó phần bù rủi ro trong lãi suất sẽ quá cao hay quá thấp dẫn đến chênh lệch lãi suất không giải thích được sự biến động của tỷ giá. KIỂM ĐỊNH SỰ TỒN TẠI CỦA UIP TRONG DÀI HẠN Kiểm định UIP trong dài hạn Do hạn chế về số liệu dài hạn trong kiểm định UIP ở Việt Nam nên chúng tôi kiểm định UIP trong dài hạn của các nước khác theo số liệu và công trình nghiên cứu của các nhà kinh tế học quốc tế. Kiểm định UIP sử dụng lãi suất của các trái phiếu chính phủ của các nước G7 có thời gian đáo hạn từ 5 – 10 năm. M.Chinn cho thấy là hệ số chênh lệch lãi suất trong hồi quy UIP trong dài hạn là có ý nghĩa. Kết quả kiểm đinh trong dài hạn với kỳ hạn 10 năm có sự khác biệt lớn so với trong ngắn hạn. Với đồng đôla Canada kiểm định β=1.1 phù hợp với lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa UIP (β=1). Trong khi đồng Mác của Đức và đồng franc (β gần bằng 0.8) cũng phù hợp với lý thuyết UIP. Đồng Yên Nhật (β=0.38), bảng Anh (β=0.56), và Lira Ý (β=0.212) là ba trường hợp kiểm định cho kết quả mối quan hệ giữa chênh lệch lãi suất và biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai có mối quan hệ tương quan thấp. Ngoài ra, thống kê R2 có điều chỉnh trong dài hạn cao hơn trong ngắn hạn. Kiểm định UIP với lãi suất trái phiếu chính phủ của các nước Nhật Bản, Đức, Anh, Mỹ kỳ hạn 10 năm cho ra kết quả ước lượng hệ số β gần bằng 0.726. Với kết quả này cho thấy, hệ số độ dốc β trong kiểm định dài hạn sẽ gần với lý thuyết UIP hơn (β=1). Nghiên cứu của Flood and Taylor(1997), Alexius(1999) kiểm định UIP trong ba năm trong thay đổi tỷ giá hối đoái dựa trên số liệu trung bình hằng năm của trái phiếu trung hạn chính phủ từ thống kê tài chính IMF trong giai đoạn 1973-1992 của 21 quốc gia. Họ tìm thấy hệ số β=0.596 với sai số chuẩn là 0,195. Do đó giả thuyết β=0 hoặc β=1 cả hai đều bị bác bỏ. Sự khác biệt của kết quả của hai nghiên cứu trên là do sự khác biệt về thời gian nghien cứu, cơ sở dữ liệu ngày càng hoàn thiện, phương pháp nhưng kết quả cuối cùng cho thấy sự khác biệt trong ngắn hạn và dài hạn thuyết UIP. Sự hội tụ về ngang giá lãi suất trong dài hạn có xảy ra hay không? Những nghiên cứu thực nghiệm nhằm chứng minh sự tồn tại của ngang giá lãi suất không phòng ngừa trong dài hạn thường dựa trên cơ sơ phân tích hành vi của tỷ giá hối đoái thực tế. Nhiều nhà kinh tế học đều đồng thuận về sự tồn tại của một mức tỷ giá ngang giá lãi suất trong dài hạn; và trong ngắn hạn tỷ giá sẽ biến động xoay quanh mức cân bằng dài hạn này. Do đó, nếu chứng minh được hành vi của tỷ giá hối đoái thực là hành vi có khuynh hướng, ngang giá lãi suất trong dài hạn sẽ tồn tại . Từ đó, các nhà nghiên cứu cho rằng: điều kiện cần để ngang giá lãi suất tồn tại trong dài hạn là cho dù tỷ giá hối đoái thực tế đang đứng ở mức nào – kể cả mức phù hợp với ngang giá lãi suất, thì tỷ giá này- xét theo thòi gian – phải có khuynh hướng biến động về mức trung bình của chính nó. Để ngang giá lãi suất tuyệt đối xảy ra trong dài hạn, cần chứng minh được mức trung bình mà tỷ giá hối đoái thực tế đang hướng về, trên thực tế, chính là mức tỷ giá hối đoái ngang giá lãi suất ( là mức tỷ giá hối đoái thực tế bằng 1). Ngược lại, nếu hành vi của tỷ giá thực không có khuynh hướng, có thể sẽ không tồn tại một mức tỷ giá ngang giá lãi suất trong dài hạn. Trong kinh tế lượng, người ta định nghĩa hành vi biến động loại này là một bước ngẫu nhiên. Theo đó, một biến số kinh tế sẽ được gọi là biến động theo bước ngẫu nhiên nếu biến động qua từng thời kỳ là hoàn toàn ngẫu nhiên và độc lập với nhau. Vì vậy, nếu giả thiết tỷ giá hối đoái theo bước ngẫu nhiên là đúng, mức tỷ giá cân bằng lãi suất dài hạn sẽ không tồn tại; bởi lẽ trong trường hợp này, không ai có thể biết được liệu trong tương lai, tỷ giá sẽ biến động theo khuynh hướng nào và biến động đến đâu. Nhiều nhà nghiên cứu tin rằng tỷ giá hối đoái thực phải biến động theo bước ngẫu nhiên bởi lẽ bước ngẫu nhiên thể hiện tính hiệu quả của thị trường, theo nghĩa, mọi biến động trong giá cả và tỷ giá hối đoái đều phản ánh chính xác thông tin thị trường và do đó, tất cả các cơ hội kinh doanh chênh lệch giá đều được khai thác. Có rất nhiều nhà kinh tế học trong suốt một thời gian dài đã cố gắng loại bước đi ngẫu nhiên ra khỏi sự vận động của tỷ giá hối đoái trong chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi ở những nước lớn, nhưng đều vấp phải thất bại , họ không tìm được bất kỳ bằng chứng nào cho thấy sự hội tụ UIP trong dài hạn. Sự khó khăn trong việc bác bỏ tính ngẫu nhiên trong vận động tỷ giá hối đoái làm cho nền kinh tế học vô cùng bối rối. Trong khi các mô hình nghiên cứu lý thuyết đều cho rằng phải có ít nhất một yếu tố tạm thời gây ra độ lệch UIP, vì thế trong dài hạn, tác động, tác động của yếu tố này mất đi thì độ lệch cũng sẽ không còn. Thậm chí nếu một nước áp dụng tỷ giá cố định, trong ngắn hạn thì tính trung hòa của tiền tệ trong dài hạn sẽ làm cho những ảnh hường của những cú sốc tiền tệ lên tỷ giá hối đoái giảm đi và biến mất trong dài hạn. Dữ liệu không đủ mạnh – lý do cho các thất bại của những nghiên cứu thực nghiệm về UIP. Việc thất bại trong việc loại bỏ mô hình bước ngẫu nhiên là do dữ liệu không đủ mạnh. Nhưng một vấn đề quan trọng nữa, đó là các nghiên cứu đã trộn lẫn dữ liệu của tỷ giá trong chế độ tỷ giá thả nổi và tỷ giá trong chế độ tỷ giá cố định. Michael (1986) đã trình bày một cách chặt chẽ rằng tỷ giá hối đoái thực trong chế độ tỷ giá thả nổi có xu hướng biến động nhiều hơn trong chế độ tỷ giá cố định, và hệ quả kinh tế lượng được suy ra từ dữ liệu trộn lẫn của hai chế độ tỷ giá hối đoái này là không rõ ràng. Một vấn đề đáng quan tâm nữa là Froot và Rogoff (1995) đã cảnh báo xa hơn rằng tất cả các tỷ giá hối đoái sử dụng trong bài nghiên cứu là giữa các nước có thu nhập cao tương đối so với phần còn lại của thế giới. Điều này làm nảy sinh một câu hỏi là liệu tỷ giá hối đoái có hội tụ về UIP không giữa 2 nước có tốc độ phát triển khác xa nhau, điều này đã được bàn ở mô hình Balassa- salmuelson. Họ đã đưa ra bằng chứng rằng đồng Peoso của Argentina đã rớt giá thảm hại một cách rõ ràng so với đola Mỹ và bảng Anh kể từ đầu thế kỷ 20 và tìm ra rằng không thể bác bỏ mô hình