Mối quan hệ dẫn trễ giữa thị trường chứng khoán cơ sở và thị trường tương lai chỉ số bằng chứng thực nghiệm ở việt nam

Mối quan hệ dẫn- trễ thị trường chứng khoán sở thị trường tương lai số: Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam Nguyễn Thị Huyền Mỹ - Trương Đông Lộc Trường Kinh tế,- Trường Đại học Cần Thơ Ngày nhận: 19/10/2022 Ngày nhận sửa: 07/11/2022 Ngày duyệt đăng: 22/11/2022 Tóm tắt: Mục tiêu nghiên cứu xác định mối quan hệ dẫn- trễ thị trường chứng khoán sở thị trường tương lai số Việt Nam Số liệu sử dụng nghiên cứu bao gồm số VN30-Index giá đóng cửa hợp đồng tương lai số kỳ hạn tháng thu thập cho giai đoạn từ ngày 10/8/2017 đến ngày 12/7/2022 Kết nghiên cứu từ mơ hình VAR cho thấy lợi nhuận thị trường chứng khốn sở có mối tương quan thuận với lợi nhuận thị trường tương lai tất 10 độ trễ Tuy nhiên, chiều ngược lại, thị trường tương lai khơng có ảnh hưởng đến thị trường chứng khoán sở Ngồi ra, kết kiểm định Granger cịn xác nhận mối quan hệ lợi nhuận thị trường sở lợi nhuận thị trường tương The lead-lag relationship between the underlying stock marketand Index futures market: Empirical evidence from Vietnam Abstract: The objective of this study is to determine the lead-lag relationship between the underlying stock market and the Index futures market in Vietnam The data used in this study include the daily VN30-index and closing price of one-month futures contract for the period from August 10, 2017 to July 12, 2022 Results derived from the VAR (vector autoregressive)model reveal that returns of the underlying market have positive relationships with returns of the Index future market at all 10 lags However, in the opposite direction, the Index future market does not have any effects on the underlying market In addition, results of the Granger causality test confirm there is the uni-directional causality, from the underlying stock market to the Index futures market Keywords: Lead-lag relationship, Index futures market, underlying market, Vietnam Nguyen, Thi Huyen My Email: mym2720017@gstudent.ctu.edu.vn Truong, Dong Loc Email: tdloc@ctu.edu.vn Organization of all: School of Economics, Can Tho University © Học viện Ngân hàng ISSN 1859 - 011X Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 247- Tháng 12 2022 Tai ngay!!! Ban co the xoa dong chu nay!!! 17014127685911000000 Mối quan hệ dẫn- trễ thị trường chứng khoán sở thị trường tương lai số: Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam lai xảy chiều từ lợi nhuận thị trường sở đến lợi nhuận thị trường tương lai Từ khóa: Mối quan hệ dẫn- trễ, thị trường tương lai số, thị trường chứng khoán sở, Việt Nam Giới thiệu Thị trường chứng khốn (TTCK) phái sinh nói chung thị trường tương lai nói riêng có vai trị quan trọng phát triển TTCK quốc gia Vì vậy, mối quan hệ dẫn- trễ TTCK sở thị trường tương lai nhận quan tâm đặc biệt nhà nghiên cứu đầu tư suốt thập niên gần Khái niệm dẫntrễ khái niệm phổ biến lĩnh vực tài dùng để cổ phiếu/chỉ số báo thị trường Sự biến động cổ phiếu/ số dẫn đến hiệu ứng lan truyền, đó, cổ phiếu/ số sau chép phần biến động cổ phiếu/ số dẫn đầu với độ trễ định Hiện tượng gọi trình dẫn- trễ (Fan cộng sự, 2022) Về mặt lý thuyết, Lý thuyết thị trường hiệu cho giá tài sản tài phản ánh tất thơng tin sẵn có thị trường liên quan đến tài sản (Fama, 1970), khơng tồn mối quan hệ dẫn- trễ hai thị trường Tuy nhiên, Lý thuyết chênh lệch giá phát triển Ross (1976) lại cho giá chứng khoán sở giá hợp đồng tương lai chúng không di chuyển đồng thời mà chúng tồn độ trễ định Về mặt thực nghiệm, kết nghiên cứu gần liên quan đến mối quan hệ giữa TTCK sở thị trường tương lai chưa thống với Một số nghiên cứu tìm thấy chứng để kết luận TTCK sở thị trường tương lai có mối quan hệ nhân hai chiều (Ryoo Smith, 2004; Floros, 2009; Kavussanos cộng sự; 2008; Choudhary Bajaj, 2012) Ngược lại, số nghiên cứu thực nghiệm tìm thấy mối quan hệ chiều, từ hai hướng khác Cụ thể là, số nghiên cứu tìm thấy ảnh hưởng TTCK sở đến thị trường tương lai (Mukherjee Mishra, 2006; Zakaria Shamsuddin, 2012; Tripathy, 2014; Liu cộng sự, 2022), vài nghiên cứu khác lại xác nhận thị trường tương lai có vai trị dẫn dắt TTCK sở (Stoll Whaley, 1990; Fedderke Joao, 2001; Floros Vougas, 2008) Thị trường phái sinh Việt Nam thức vào hoạt động vào ngày 10/8/2017 với sản phẩm giao dịch thị trường hợp đồng tương lai số VN30-Index Theo quy định, thời điểm, có loại hợp đồng (sản phẩm) giao dịch thị trường dựa vào thời điểm đáo hạn hợp đồng Mặc dù số lượng sản phẩm giao dịch thị trường tương đối hạn chế, thị trường tương lai số Việt Nam đạt kết ấn tượng khối lượng giao dịch Cụ thể là, theo số liệu thống kê Uỷ ban Chứng khốn Nhà nước, khối lượng giao dịch bình quân/ ngày tăng từ 10.954 hợp đồng năm 2017 lên 213.041 hợp đồng tháng đầu năm 2022 Với đời phát triển thị trường tương lai số, TTCK Việt Nam kỳ vọng hoạt động hiệu Mặc dù mối quan hệ TTCK sở thị trường tương lai nghiên cứu nhiều TTCK khác nhau, theo hiểu Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 247- Tháng 12 2022 NGUYỄN THỊ HUYỀN MỸ - TRƯƠNG ĐƠNG LỘC biết tốt nhóm nghiên cứu, chưa có nghiên cứu liên quan đến chủ đề thực Việt Nam Nghiên cứu cố gắng khỏa lấp khoảng trống thông qua việc xác định mối quan hệ dẫn-trễ TTCK sở thị trường tương lai Việt Nam Đóng góp nghiên cứu làm sáng tỏ thêm vấn đề tranh luận TTCK sở hay thị trường tương lai giữ vai trò dẫn dắt thị trường điều kiện TTCK cận biên Ngoài ra, thị trường tương lai số Việt Nam giai đoạn đầu trình phát triển Vì vậy, chứng thực nghiệm có từ nghiên cứu sở đáng tin cậy giúp cho nhà quản lý thị trường ban hành sách phù hợp nhằm giúp phát triển TTCK Việt Nam nói chung thị trường phái sinh nói riêng thời gian tới Phần cịn lại viết cấu trúc sau: Mục lược khảo sở lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm có liên quan đến vấn đề nghiên cứu; Mục mô tả số liệu sử dụng phương pháp nghiên cứu; Mục tóm tắt kết nghiên cứu; cuối cùng, kết luận viết trình bày Mục Cơ sở lý thuyết chứng thực nghiệm Lý thuyết thị trường hiệu quả, đề xuất Fama (1970), cho giá tài sản tài phản ánh tất thơng tin sẵn có thị trường liên quan đến tài sản Do đó, nhà đầu tư khơng có hội kinh doanh chênh lệch giá để thu lợi nhuận bất thường (abnormal return) Trái ngược với lý thuyết thị trường hiệu quả, Lý thuyết chênh lệch giá phát triển Ross (1976) lại cho hội đầu tư khơng có rủi ro ln tồn nhà đầu tư khai thác cách sử dụng thông tin để kinh doanh chênh lệch giá hai thị trường (Dybvig Ross, 1989) Do đó, thị trường tồn hội kinh doanh chênh lệch giá có nghĩa giá chứng khốn sở giá tương lai không di chuyển nhau, chúng tồn độ trễ định Điều có nghĩa từ giá thị trường nhà đầu tư sử dụng để dự đốn giá thị trường (Stoll Whaley, 1990) Một vài nghiên cứu thị trường tương lai phản ứng với thông tin nhanh TTCK sở thị trường tương lai có chi phí giao dịch thấp, địn bẩy tài cao bán khống (Brooks cộng sự, 2001; Kawaller cộng sự, 1987; Stoll Whaley, 1990) Tuy nhiên, ảnh hưởng chi phí giao dịch cấu trúc thị trường, thị trường tương lai TTCK sở đóng vai trị dẫn dắt giá khả xử lý thông tin hai thị trường không giống Điều làm cho giá hai thị trường trở thành yếu tố dự đốn giá thị trường cịn lại (Brooks cộng sự, 1999; Stoll Whaley, 1990) Trong năm gần đây, số nghiên cứu thực nghiệm thực nhằm kiểm tra mức độ liên kết dẫn truyền thông tin TTCK sở thị trường tương lai Tuy nhiên, kết nghiên cứu chưa thống với Ryoo Smith (2004) tìm thấy mối quan hệ nhân TTCK sở thị trường tương lai số Hàn Quốc Ngồi ra, nghiên cứu cịn tìm thấy mối quan hệ bất cân xứng hai thị trường Cụ thể là, ảnh hưởng thị trường tương lai số đến TTCK sở mạnh ảnh hưởng TTCK sở đến thị trường tương lai Kavussanos cộng (2008) nghiên cứu mối quan hệ dẫn- trễ TTCK sở thị trường tương lai số Hy Lạp Dựa chứng thực Số 247- Tháng 12 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Mối quan hệ dẫn- trễ thị trường chứng khoán sở thị trường tương lai số: Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam nghiệm từ kiểm định Granger, tác giả kết luận tồn mối quan hệ nhân TTCK sở thị trường tương lai số Tuy nhiên, thị trường tương lai giữ vai trị dẫn dắt TTCK sở thơng qua việc phản ứng kiện kinh tế nhanh TTCK sở Floros (2009) nghiên cứu TTCK Nam Phi tìm thấy chứng thực nghiệm để kết luận thị trường tương lai TTCK sở có mối quan hệ nhân hai chiều (bidirectional causality) Choudhary Bajaj (2012) tìm thấy mối quan hệ nhân hai chiều TTCK sở thị trường tương lai Ấn Độ Trong nghiên cứu gần TTCK Ấn Độ, Khan cộng (2022) phát TTCK sở thị trường tương lai có mối quan hệ nhân hai chiều, cân thị trường điều chỉnh thị trường ngược lại Ngược lại, số nghiên cứu thực nghiệm tìm thấy mối quan hệ chiều (unidirectional causality) hai thị trường Floros Vougas (2008) nghiên cứu mối quan hệ TTCK sở thị trường tương lai Hy Lạp giai đoạn 19992001 Phát quan trọng nghiên cứu thị trường tương lai có vai trò dẫn dắt TTCK sở, hàm ý giá cổ phiếu TTCK sở dự báo dựa vào giá hợp đồng tương lai Nói cách khác, thị trường tương lai hiệu mặt thông tin so với TTCK sở Hy Lạp Mối quan hệ dẫn dắt thị trường tương lai TTCK sở cịn tìm thấy TTCK Nam Phi (Fedderke Joao, 2001), TTCK Mỹ (Stoll Whaley, 1990) Ngoài ra, He cộng (2020) cịn tìm thấy chúng thực nghiệm để kết luận rằng thị trường tương lai có vai trị dẫn dắt TTCK sở Trung Quốc Kết nghiên cứu tương tự Ren cộng (2022) tìm thấy TTCK Trung Quốc, Hongkong Mỹ Ở chiều ngược lại, số nghiên cứu tìm thấy ảnh hưởng TTCK sở đến thị trường tương lai Mukherjee Mishra (2006) nghiên cứu mối quan hệ dẫn- trễ ngày TTCK sở thị trường tương lai Ấn Độ Dựa chứng thực nghiệm, tác giả kết luận TTCK sở phản ứng trước thông tin công bố mạnh thị trường tương lai Nói cách khác, TTCK sở có vai trị dẫn dắt thị trường tương lai Cũng TTCK Ấn Độ, dựa chứng thực nghiệm,Tripathy (2014) xác nhận TTCK sở có vai trị dẫn dắt thị trường tương lai Nói cách khác, thơng tin phản ánh vào giá cổ phiếu TTCK sở, sau truyền dẫn vào thị trường tương lai Điều có nghĩa TTCK sở hiệu mặt thông tin so với thị trường tương lai Ở khu vực Đông Nam Á, Zakaria Shamsuddin (2012) nghiên cứu mối quan TTCK sở thị trường tương lai Malaysia Kết nghiên cứu từ kiểm định đồng liên kết xác nhận tồn mối quan hệ dài hạn hai thị trường Ngoài ra, kết kiểm định Granger cho thấy tồn mối quan hệ chiều từ TTCK sở đến thị trường tương lai Nói cách khác, TTCK sở giữ vai trò dẫn dắt TTCK Malaysia Trong nghiên cứu gần đây, Liu cộng (2022) kiểm định mối quan hệ dẫn- trễ TTCK sở thị trường tương lai bối cảnh đại dịch COVID-19 Kết nghiên cứu thị trường tương lai có vai trị dẫn dắt TTCK Trung Quốc giai đoạn dịch COVID-19 bùng phát Tóm lại, mặt lý thuyết, thị trường khơng hiệu tồn mối quan hệ dẫn- trễ TTCK sở thị trường tương lai Mối quan hệ tùy thuộc vào chi phí giao dịch cấu trúc thị trường Kết nghiên cứu thực Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 247- Tháng 12 2022 NGUYỄN THỊ HUYỀN MỸ - TRƯƠNG ĐÔNG LỘC chưa thống với Một số nghiên cứu thị trường tương lai TTCK sở có mối quan hệ nhân hai chiều vài nghiên cứu khác lại khẳng định mối quan hệ hai thị trường xảy chiều Số liệu sử dụng phương pháp nghiên cứu 3.1 Số liệu sử dụng Nghiên cứu sử dụng số liệu thời gian theo tần suất ngày (daily time series) số VN30 (VN30-Index) giá hợp đồng tương lai số kỳ hạn tháng thời điểm đóng cửa thị trường Các chuỗi liệu thu thập cho giai đoạn từ 10/8/2017 (ngày giao dịch hợp đồng tương lai số Việt Nam) đến ngày 12/7/2022 Các chuỗi liệu cung cấp thông qua dịch vụ FinnPro (một tổ chức có uy tín, chun cung cấp liệu tài chính) Trên sở số liệu thu thập được, lợi nhuận thị trường xác định sau: rst = log (st) – log (st-1) = log (st/st-1) (1) đó, rst: lợi nhuận thị trường sở ngày thứ t; st: giá đóng cửa số VN30 vào ngày thứ t; st-1: giá đóng cửa số VN30 vào ngày thứ t-1 Tương tự, lợi nhuận hợp đồng tương lại số kỳ hạn tháng xác định theo công thức: rft = log (ft) – log (ft-1) = log (ft/ft-1) (2) đó, rft: lợi nhuận hợp đồng tương lai số kỳ hạn tháng ngày thứ t; ft: giá đóng cửa hợp đồng tương lai số vào ngày thứ t, ft-1: giá đóng cửa hợp đồng tương lai vào ngày thứ t-1 3.2 Phương pháp nghiên cứu Để nghiên cứu mối quan hệ nhân TTCK sở thị trường tương lai số Việt Nam, mơ hình VAR (vector autoregressive) kiểm định Granger (Granger causality test) sử dụng nghiên cứu Các mơ hình nghiên cứu yêu cầu chuỗi số liệu phải có tính dừng (stationary) Vì vậy, trước áp dụng mơ hình nghiên cứu, kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test) sử dụng để kiểm tra tính dừng chuỗi số liệu nghiên cứu 3.2.1 Kiểm định tính dừng chuỗi thời gian Để kiểm tra tính dừng chuỗi số liệu, kiểm định ADF (Augmented Dickey Fuller) sử dụng nghiên cứu Phương trình kiểm định ADF có dạng sau: (3) (4) Mơ hình (4) khác với mơ hình (3) có thêm biến xu hướng thời gian δt Các ký hiệu mơ hình (3) (4) giải thích sau: Δ = yt - yt-1 yt: chuỗi số liệu theo thời gian xem xét k: chiều dài độ trễ (lag time) εt: nhiễu trắng Vì kết kiểm định ADF nhạy cảm với lựa chọn chiều dài độ trễ (k) nên tiêu chuẩn thông tin phát triển Akaike (Akaike Information Criterion- AIC) sử dụng để chọn lựa k tối ưu cho mơ hình (3) (4) (giá trị k lựa chọn cho AIC nhỏ nhất) Giả thuyết H0 kiểm định ADF tồn nghiệm đơn vị (β= 0) Trong kiểm định ADF, giá trị kiểm định ADF khơng theo phân phối chuẩn, Số 247- Tháng 12 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Mối quan hệ dẫn- trễ thị trường chứng khoán sở thị trường tương lai số: Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam giá trị tới hạn dựa bảng giá trị tính sẵn Mackinnon (1991) 3.2.2 Mơ hình VAR kiểm định quan hệ nhân Granger Trong nghiên cứu này, mối quan hệ nhân Granger TTCK sở thị trường tương lai số kiểm định dựa tảng mơ hình VAR Mơ hình VAR phát triển Sims (1980) Đây mơ hình gồm n phương trình n biến Tất biến mơ hình VAR xem biến nội sinh (endogenous) quan sát khoảng thời gian Do đó, mơ hình VAR xem phần mở rộng trình tự hồi quy AR(p) (autoregression) Chuỗi thời gian yt tuân theo mơ hình VAR(p) thỏa mãn phương trình sau: yt = ϕ0 + Ф1rt-1 + + Фrt-p + at p>0, (5) ϕ0 vectơ có k chiều, Ф ma trận k × k at dãy vector ngẫu nhiên đa biến không tương quan theo thứ tự với giá trị trung bình ma trận hiệp phương sai Σ, Фj k × k ma trận; p độ trễ mơ hình VAR Ngồi ra, nghiên cứu này, độ trễ mơ hình VAR xác định dựa tiêu chí thơng tin AIC đề xuất Akaike (1973) Tiếp theo, mối quan hệ nhân Granger (1969) phát triển xem công cụ hữu ích để mô tả phụ thuộc chuỗi thời gian mơ hình VAR để kiểm tra xem xem liệu giá trị trễ biến có giúp dự đốn biến khác hay khơng (Stock Watson, 2001) Mối quan hệ nhân Granger rs rf với độ trễ k biểu diễn hệ phương trình sau: (6) (7) Nếu δi ≠ có ý nghĩa thống kê, ρi khơng có ý nghĩa kết luận thay đổi rf nguyên nhân gây thay đổi rs (uni-directional causality) Nếu δi khơng có ý nghĩa thống kê, ρi ≠ có ý nghĩa thống kê, kết luận thay đổi rf chịu ảnh hưởng thay đổi rs (unidirectional causality) Nếu khác khơng có ý nghĩa thống kê kết luận rs rf tác động qua lại lẫn (bi-directional causality) Nếu khơng có ý nghĩa thống kê kết luận rs rf độc lập với Trên sở nghiên cứu thực nghiệm lược khảo, kiểm định Granger mơ hình VAR sử dụng nghiên cứu để kiểm tra phản hồi thông tin TTCK sở thị trường tương lai Sự tồn mối quan hệ nhân mối tương quan chéo theo thời gian hai thị trường làm cho TTCK không hiệu mặt thông tin; nghĩa là, số TTCK sở giá hợp đồng tương lai không đồng thời phản ánh thông tin cơng bố thị trường Ràng buộc quan trọng việc xác định tính hiệu thị trường, khơng hội kinh doanh chênh lệch giá lớn (Brooks cộng sự, 2001) Giả thuyết thị trường hiệu ngụ ý định giá sai phát sinh hội kinh doanh chênh lệch giá liên quan, nhanh chóng bị loại bỏ Nếu giả thuyết hiệu thị trường bị vi phạm, trường hợp tồn mối quan hệ dẫn- trễ giá hai thị trường Kết nghiên cứu 4.1 Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu Trên sở số liệu thu thập, giá trị Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 247- Tháng 12 2022 NGUYỄN THỊ HUYỀN MỸ - TRƯƠNG ĐÔNG LỘC Bảng Thống kê mô tả lợi nhuận thị trường sở hợp đồng tương lai số Biến số Số quan sát Trung bình Nhỏ Lớn Độ lệch chuẩn Rs 1.226 0,00019 -0,03024 0,02245 0,00576 Rf 1.226 0,00019 -0,15571 0,16091 0,01285 Nguồn: Kết xử lý số liệu từ phần mềm Eviews thống kê liên quan đến lợi nhuận TTCK sở hợp đồng tương lai số kỳ hạn tháng tính tốn phần mềm Eviews Kết phân tích thống kê trình bày Bảng cho thấy lợi nhuận trung bình TTCK sở (VN30-Index) hợp đồng tương lai số giai đoạn nghiên cứu (0,00019) Tuy nhiên, lợi nhuận hợp đồng tương lai số kỳ hạn tháng có mức độ biến động lớn lợi nhuận TTCK sở Cụ thể là, biên độ biến động lợi nhuận hợp đồng tương lai số từ -0,15571 đến 0,16091 với độ lệch chuẩn 0,01285, biên độ biến động lợi nhuận TTCK sở từ -0,03024 đến 0,02245 với độ lệch chuẩn 0,00576 Kết cho phép nhóm tác giả kết luận thị trường tương lai số có mức độ rủi ro cao đầu tư so với TTCK sở Việt Nam 4.2 Kết kiểm định nghiệm đơn vị Như trình bày trên, trước thực kiểm định Granger, kiểm định nghiệm đơn vị phải thực điều kiện bắt buộc nhằm để kiểm tra tính dừng chuỗi liệu nghiên cứu Kết Bảng 2 Kết kiểm định nghiệm đơn vị ADF Chuỗi số liệu Khơng có xu hướng thời gian Có xu hướng thời gian Rs -34,26*** -34,25*** Rf -61,82*** -61,80*** Ghi chú: *** Có ý nghĩa thống kê mức 1% Nguồn: Kết xử lý số liệu từ phần mềm Eviews kiểm định nghiệm đơn vị ADF có khơng có xu hướng thời gian trình bày Bảng Kết kiểm định ADF trình bày Bảng cho thấy giả thuyết H0 tính khơng dừng (non-stationary) chuỗi lợi nhuận TTCK sở (rs) chuỗi lợi nhuận thị trường tương lai số bị bác bỏ mức ý nghĩa 1% Kết cho phép kết luận hai chuỗi liệu nghiên cứu có tính dừng liệu gốc (level) Điều có nghĩa hai chuỗi số liệu thoả mãn điều kiện mơ hình VAR kiểm định Granger 4.3 Kết mơ hình VAR Để sử dụng mơ hình VAR kiểm định Granger, ngồi việc kiểm tra tính dừng chuỗi liệu nghiên cứu, nhóm tác giả cịn xác định chiều dài độ trễ (k) thích hợp cho biến số mơ hình tiêu chuẩn AIC (Akaike Information Bảng Kết ước lượng mơ hình VAR Mơ hình với biến phụ thuộc rft Hệ số ước Giá trị t lượng Hằng số 0,0002 rf t-1 -0,8522 rf t-2 Mơ hình với biến phụ thuộc rst Hệ số ước Giá trị t lượng 0,34 0,0003 -26,74*** 0,81 0,0212 1,12 -0,3848 -9,24*** 0,0384 1,56 rf t-3 -0,3438 -7,98*** 0,0176 0,69 rf t-4 -0,4543 -10,36*** -0,0113 -0,43 rf t-5 -0,4292 -9,55*** -0,0155 -0,58 Số 247- Tháng 12 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Mối quan hệ dẫn- trễ thị trường chứng khoán sở thị trường tương lai số: Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam Mô hình với biến phụ thuộc rft Hệ số ước Giá trị t lượng Mơ hình với biến phụ thuộc rst Hệ số ước Giá trị t lượng rf t-6 -0,3446 -7,67*** -0,0295 -1,11 rf t-7 -0,2779 -6,33*** -0,0384 -1,48 rf t-8 -0,2358 -5,47*** 0,0011 0,04 rf t-9 -0,2363 -5,69*** 0,0040 0,16 rf t-10 -0,1109 -3,52*** -0,0150 -0,80 rst-1 0,9132 16,91*** 0,0003 0,01 rst-2 0,5344 8,80*** 0,0337 0,93 rst-3 0,4165 6,66*** -0,0374 -1,01 rst-4 0,4631 7,24*** 0,0198 0,52 rst-5 0,5446 8,43*** 0,0694 1,81* rst-6 0,3913 5,99*** 0,0218 0,56 rst-7 0,3786 5,85*** 0,0841 2,19** rst-8 0,2945 4,63*** 0,0396 1,05 rst-9 0,1265 2,03** -0,0975 -2,64*** rst-10 0,1421 2,47** -0,0169 -0,50 Số quan sát 1.216 1.216 R (%) 44,45 2,85 46,8*** 1,72** Giá trị thống kê F Ghi chú:***, **,* Có ý nghĩa thống kê tương ứng mức 1%, 5% 10% Nguồn: Kết xử lý số liệu từ phần mềm Eviews Criterion) Chiều dài độ trễ thích hợp (giá trị AIC nhỏ nhất) mơ hình VAR kiểm định Granger 10 Kết mơ hình VAR trình bày chi tiết Bảng Kết nghiên cứu từ mơ hình VAR cho thấy mơ hình với biến phụ thuộc lợi nhuận thị trường tương lai (rf), tồn mối tương quan thuận lợi nhuận thị trường tương lai (hợp đồng tương lai số) lợi nhuận TTCK sở tất 10 độ trễ Điều có nghĩa lợi nhuận TTCK sở tăng/ giảm phiên thứ t lợi nhuận thị trường tương lai tăng/ giảm liên tiếp 10 phiên sau Các mối tương quan thuận có ý nghĩa thống kê mức 1% 5% Ngoài ra, kết ước lượng từ mơ hình VAR cịn cho thấy mức độ ảnh hưởng TTCK sở đến thị trường tương lai giảm dần theo thời gian Cụ thể là, hệ số hồi quy lợi nhuận TTCK sở lợi nhuận thị trường tương lai với độ trễ 0,9132, hệ số hồi quy biến số với độ trễ 10 0,1421 Ngược lại, mơ hình với biến phụ thuộc lợi nhuận TTCK sở (rs), tượng tương quan chéo không xuất tất độ trễ đưa vào mơ hình Kết nghiên cứu cho thấy thị trường tương lai không ảnh hưởng đến TTCK sở Việt Nam Kết nghiên cứu thống với phát trước Brooks cộng (1999), Mukherjee Mishra (2006), Zakaria Shamsuddin (2012), Tripathy (2014) 4.4 Kết kiểm định Granger Trên sở kết kiểm định nghiệm đơn vị ADF tiêu chuẩn AIC, kiểm định Granger thực để xác định mối quan hệ nhân lợi nhuận TTCK Bảng 4 Kết kiểm định Granger Giả thuyết (H0) Giá trị thống kê F Độ trễ (k) Kết luận Lợi nhuận TTCK sở không ảnh hưởng 36,40*** 10 Bác bỏ giả thuyết H0 đến lợi nhuận thị trường tương lai Lợi nhuận thị trường tương lai không ảnh 1,01 10 Chấp nhận giả thuyết H0 hưởng đến lợi nhuận TTCK sở ***,** : Có ý nghĩa thống kê tương ứng mức 1% 5% Nguồn: Kết xử lý số liệu từ phần mềm Eviews Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 247- Tháng 12 2022 NGUYỄN THỊ HUYỀN MỸ - TRƯƠNG ĐÔNG LỘC sở lợi nhuận thị trường tương lai Kết kiểm định Granger trình bày Bảng Kết kiểm định Granger trình bày Bảng cho thấy giả thuyết H0 lợi nhuận TTCK sở không ảnh hưởng đến lợi nhuận thị trường tương lai bị bác bỏ mức ý nghĩa 1% Ngược lại, giả thuyết H0 cho lợi nhuận thị trường tương lai không ảnh hưởng đến lợi nhuận TTCK sở lại bị bác bỏ Các kết nghiên cứu hàm ý mối quan hệ lợi nhuận TTCK sở lợi nhuận thị trường tương lai xảy chiều (unidirectional causality) từ lợi nhuận TTCK sở đến lợi nhuận thị trường tương lai Điều có nghĩa thay đổi giá cổ phiếu TTCK sở đóng vai trị dẫn dắt giá hợp đồng tương lai Kết thống với kết nghiên cứu trước Zakaria Shamsuddin (2012), Tripathy (2014), Liu cộng (2022) Tóm lại, mối quan hệ dẫn- trễ TTCK sở thị trường tương lai số Việt Nam diễn chiều từ TTCK sở sang thị trường tương lai số Nói cách khác, thông tin công bố phản ánh trước vào giá cổ phiếu TTCK sở, sau truyền dẫn vào thị trường tương lai số Kết luận Bằng việc sử dụng mơ hình nghiên cứu định lượng, nghiên cứu cung cấp chứng thực nghiệm có giá trị mối quan hệ dẫn- trễ TTCK sở thị trường tương lai số Việt Nam Phát nghiên cứu từ mơ hình VAR TTCK sở có vai trị dẫn dắt thị trường tương lai Cụ thể là, lợi nhuận TTCK sở có mối tương quan thuận với lợi nhuận thị trường tương lai tất 10 độ trễ Tuy nhiên, chiều ngược lại, thị trường tương lai số ảnh hưởng đến TTCK sở Ngoài ra, kết kiểm định Granger xác nhận mối quan hệ lợi nhuận TTCK sở lợi nhuận thị trường tương lai xảy chiều từ lợi nhuận TTCK sở đến lợi nhuận thị trường tương lai Điều có nghĩa là, thông tin công bố phản ánh trước vào giá cổ phiếu TTCK sở, sau truyền dẫn vào thị trường tương lai số Các kết nghiên cứu hàm ý TTCK Việt Nam không hiệu mặt thông tin mà thay đổi giá cổ phiếu TTCK sở sử dụng để dự báo giá cho hợp đồng tương lai số Việt Nam Ngoài ra, phát nghiên cứu hàm ý nhà đầu tư kiếm lợi nhuận bất thường (abnormal return) thông qua hoạt động kinh doanh chênh lệch giá TTCK Việt Nam Mặc dù có đóng góp định mặt học thuật tìm thấy chứng thực nghiệm có ý nghĩa khoa học mối quan hệ dẫn- trễ TTCK sở thị trường tương lai số Việt Nam, nghiên cứu vài hạn chế định Thứ nhất, đại dịch COVID–19 ảnh hưởng đến mối quan hệ dẫn- trễ TTCK sở thị trường tương lai số Việt Nam Tuy nhiên, nhóm tác giả chưa kiểm sốt yếu tố nghiên cứu Thứ hai, nghiên cứu nghiên cứu mối quan hệ dẫn- trễ TTCK sở thị trường tương lai số mà chưa xem xét tốc độ phản ứng với thông tin thị trường nhanh hay chậm Các hạn chế chủ đề hấp dẫn cho nghiên cứu ■ Số 247- Tháng 12 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Mối quan hệ dẫn- trễ thị trường chứng khoán sở thị trường tương lai số: Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam Tài liệu tham khảo Akaike, H (1973) Information Theory and an Extension of the Maximum Likelihood Principle In E Parzen, K Tanabe, & G Kitagawa (Eds.), Selected Papers of Hirotugu Akaike Springer https://doi.org/10.1007/978-1-4612-1694-0_15 Brooks, C., Garrett, I., & Hinich, M J (1999) An alternative approach to investigating lead-lag relationships between stock and stock index futures markets Applied Financial Economics, 9(6), 605-613 Brooks, C., Rew, A G., & Ritson, S (2001) A trading strategy based on the lead–lag relationship between the spot index and futures contract for the FTSE 100 International Journal of Forecasting, 17(1), 31-44 Choudhary, K., & Bajaj, S (2012) Intraday lead/lag relationships between the futures and spot market Eurasian Journal of Business and Economics, 5(9), 165-186 Dybvig, P H., & Ross, S A (1989) Arbitrage In Eatwell, J., Milgate, M., & Newma, P (Eds.), Finance The New Palgrave Palgrave Macmillan, London https://doi.org/10.1007/978-1-349-20213-3_4 Fama, E F (1970) Efficient capital markets: A review of theory and empirical work The Journal of Finance, 25(2), 383-417 Fan, N., Fan, Z.-P., Li, Y., & Li, M (2022) Does the lead-lag effect exist in stock markets? Applied Economics Letters, 29(10), 895-900 Fedderke, J., & Joao, M (2001) Price discovery in South African financial markets: Investigating the relationship between South Africa’s stock index futures market and the underlying market Studies in Economics and Econometrics, 25(2), 1-24 Floros, C (2009) Price discovery in the South African stock index futures market International Research Journal of Finance and Economics, 34, 14-159 Floros, C., & Vougas, D V (2008) The efficiency of Greek stock index futures market Managerial Finance, 34(7), 498-519 Granger, C W J (1969) Investigating causal relations by econometric models and cross-spectral methods Econometrica, 37(3), 424-438 He, F., Liu-Chen, B., Meng, X., Xiong, X., & Zhang, W (2020) Price discovery and spillover dynamics in the Chinese stock index futures market: A natural experiment on trading volume restriction Quantitative Finance, 20(12), 2067-2083 Kavussanos, M G., Visvikis, I D., & Alexakis, P D (2008) The lead-lag relationship between cash and stock index futures in a new market European Financial Management, 14(5), 1007-1025 Kawaller, I G., Koch, P D., & Koch, T W (1987) The temporal price relationship between S&P 500 futures and the S&P 500 index The Journal of Finance, 42(5), 1309-1329 Khan, M A., Hussain, M M., Pervez, A., Atif, M., Bansal, R., & Alhumoudi, H A (2022) Intraday price discovery between spot and futures markets of NIFTY 50: An empirical study during the times of COVID-19 Journal of Mathematics, 2022, 1-9 Liu, W., Gui, Y., & Qiao, G (2022) Dynamics lead-lag relationship of jumps among Chinese stock index and futures market during the Covid-19 epidemic Research in International Business and Finance, 61, 1-16 MacKinnon, J G (1991) Critical values for cointegration tests In Long-Run Economic Relationships: Readings in Cointegration, ed Engle, R F & Granger, C W J Oxford University Press Mukherjee, D K N., & Mishra, R K (2006) Lead-lag relationship and its variation around information release: Empirical evidence from Indian cash and futures markets SSRN scholarly paper No 931098 https://doi org/10.2139/ssrn.931098 Ren, F., Cai, M.-L., Li, S.-P., Xiong, X., & Chen, Z.-H (2022) A multi-market comparison of the intraday lead–lag relations among stock index-based spot, futures and options Computational Economics, published online, https:// doi.org/10.1007/s10614-022-10268-0 Ross, S A (1976) The arbitrage theory of capital asset pricing Journal of Economic Theory, 13(3), 341-360 Ryoo, H.-J., & Smith, G (2004) The impact of stock index futures on the Korean stock market Applied Financial Economics, 14(4), 243-251 Sims, C A (1980) Macroeconomics and Reality Econometrica, 48(1), 1-48 Stock, J H., & Watson, M W (2001) Vector Autoregressions Journal of Economic Perspectives, 15(4), 101-115 Stoll, H R., & Whaley, R E (1990) The Dynamics of Stock Index and Stock Index Futures Returns The Journal of Financial and Quantitative Analysis, 25(4), 441-468 Tripathy, N (2014) Lead-Lag Relationship between Spot and Future Market: Evidence from Indian Derivative Market Academy of Taiwan Business Management Review, 10, 118-128 Zakaria, Z., & Shamsuddin, S (2012) Relationship between stock futures index and cash prices index: Empirical evidence based on Malaysia data Journal of Business Studies Quarterly, 4(2), 103-112 10 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 247- Tháng 12 2022