Theo Lý thuyết thị trường hiệu quả, khi một cổ phiếu IPO đã được giao dịch đại chúng thì cũng giống như những cổ phiếu khác trên thị trường thứ cấp, sẽ phản ánh đúng giá trị nội tại. Vì vậy, tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu IPO sau khi đã điều chỉnh có rủi ro không dự báo được.
Tuy nhiên, khi đo lường kết quả dài hạn, nhiều bằng chứng cho thấy các cổ phiếu IPO có kết quả kém hơn hẳn so với cổ phiếu tương đương khác.
Jay R.Ritter (1991) nghiên cứu 1526 vụ IPO ở Mỹ giai đoạn 1975 đến 1984 tìm thấy rằng các công ty phát hành lần đầu ra công chúng có kết quả dài hạn kém hơn các danh mục chuẩn 45% trong vòng 3 năm tiếp theo.
Hình 2.1 Tỷ suất sinh lợi điều chỉnh thị trường tích lũy của 1.526 vụ IPO ở Mỹ giai đoạn 1975-1984
Nguồn Jay R. Ritter
Loughran và Ritter (1995) tìm thấy tỷ suất sinh lợi trung bình của chiến lược mua và nắm giữ cổ phiếu trong 3 và 5 năm của các vụ IPO ở Mỹ lần lượt là 8,4% và 15,7% so với 35,3% và 66,4% của một mẫu gồm các doanh nghiệp không phát hành tương đồng về quy mô và ngành.
Kalok Chan, Junbo Wang và K.C. John Wei (2004) nghiên cứu mẫu gồm 319 vụ IPO cổ phiếu loại A của Trung Quốc, tìm thấy tỷ suất sinh lợi trung bình của mẫu so với danh mục các cổ phiếu có quy mô tương đồng trong thời gian là 1 năm, 2 năm và 3 năm là -3,75%, -4,3%, -14,4%; so với danh mục cổ phiếu có BE/ME tương đồng là -2,97%, -2,04%, -3,56%; so với danh mục cổ phiếu có - BE/ME tương đồng là -1,92%, -3,03%, -19,77%. Nghiên cứu này còn cho rằng mức độ kết quả dài hạn kém của các cổ phiếu loại A không lớn như ở thị trường Mỹ, Nhật. Tuy nhiên các cổ phiếu IPO loại B lại có kết quả dài hạn tốt hơn thị trường, cụ thể: tỷ suất sinh lợi trung bình 3 năm sau ngày giao dịch đầu tiên của danh mục 22 cổ phiếu loại B vượt trội so với danh mục tương đồng về quy mô, BE/ME, - BE/ME lần lượt là 30,4%, 26,58% và 25,06%.
Nurwati A. Ahmad – Zaluki và Lim Boon Kect (2012) tìm thấy kết quả kém dài hạn của 93 cổ phiếu trên sàn Mesdaq của Malaysia đều có kết quả dài hạn kém, với tỷ suất sinh lợi vượt trội tích lũy của 36 tháng sau IPO là - 41,74%.
Tuy nhiên khác với kết quả của các nghiên cứu trên thế giới, TS Hải Lý và ThS Dương Kha (2012) thực hiện nghiên cứu đề tài: Nghiên cứu mức độ định giá thấp các phát hành lần đầu ra công chúng và chiến lược đầu tư các cổ phiếu IPO tại Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2005 đến tháng 7 năm 2012. Kết quả tìm thấy không có bằng chứng thành quả dài hạn kém của các cổ phiếu IPO tại Việt Nam ở cả ba khoảng thời gian 12 tháng, 24 tháng, 36 tháng kể từ tháng cổ phiếu được giao dịch lần đầu tiên.
2.3. Bằng chứng thực nghiệm về các nhân tố ảnh hưởng đến IPO dưới giá
Xisheng Wang (2012) nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến việc định dưới giá IPO tại sàn giao dịch chứng khoán Hồng Kông GEM, đã tìm thấy tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên trung bình là 29,89% với các nhân tố ảnh hưởng đến việc định dưới giá IPO: Quy mô phát hành, giá IPO, tuổi công ty, tỷ lệ doanh thu trong ngày giao dịch đầu tiên, loại hình doanh nghiệp. Hai nhân tố Quy mô phát hành, giá IPO có tương quan âm đến mức độ định dưới giá IPO tại Hồng Kông; các biến còn lại không có tương quan đến mức độ định dưới giá. Nghiên cứu đã chứng minh: Quy mô phát hành càng lớn thì mức độ định dưới giá IPO càng thấp, vì những đợt phát hành IPO có quy mô lớn thường được phát hành bởi những công ty lớn với hiệu quả và thành tích hoạt động trong nhiều năm, được nhiều nhà đầu tư biết đến.
Nurwati A. Ahmad – Zaluki và Lim Boon Kect (2012) nghiên cứu về việc phát hành cổ phiếu lần đầu ra công chúng trên Sàn chứng khoán Mesdaq của Malaysia, đã tìm thấy tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên trung bình là 37,18% với các nhân tố ảnh hưởng đến việc định dưới giá IPO như: Tổng số tiền thu được từ IPO, danh tiếng của nhà bảo lãnh, tuổi công ty, hệ số nóng lạnh của thị trường, loại hình doanh nghiệp, giá trị thị trường. Nghiên cứu đã tìm thấy: Tổng số tiền thu được từ IPO, hệ số nóng lạnh của thị trường, loại hình doanh nghiệp, giá trị thị trường có tác động đến mức độ định dưới giá IPO tại Malaysia. Hai biến còn lại là danh tiếng của nhà bảo lãnh, tuổi công ty không có tác động đến mức độ định dưới giá.
Clark (2002) kiểm định mối quan hệ giữa thâm niên hoạt động và loại hình doanh nghiệp với việc định dưới giá IPO. Ông đã tiến hành nghiên cứu một mẫu gồm 1.234 công ty trong giai đoạn từ năm 1991 đến năm 1997.
tỷ suất sinh lợi vượt trội của chứng khoán. Ritter (1991), Clarkson và Merkley (1994) cũng tìm thấy rằng độ tuổi của công ty IPO có tương quan âm với mức độ định dưới giá IPO. Điều này ủng hộ lý thuyết cho rằng những công ty thành lập lâu đời sẽ tiềm ẩn ít rủi ro hơn các công ty có tuổi đời ngắn vì hiện tượng bất cân xứng thông tin ở các công ty có tuổi đời càng lớn là rất ít xảy ra, do đó tuổi của công ty càng cao thì mức độ định dưới giá càng thấp.
Md.Aminul Islam (2010) đã nghiên cứu về mức độ định dưới giá IPO và các nhân tố tác động lên việc định dưới giá IPO của Sở Giao dịch chứng khoán Chittagong (Bangladesh) như: tuổi công ty, quy mô công ty, loại hình doanh nghiệp, quy mô phát hành và thời điểm phát hành. Kết quả tìm thấy mức độ định dưới giá IPO là 480,72%; hai nhân tố tuổi công ty và quy mô công ty có tương quan dương với mức độ định dưới giá; hai nhân tố loại hình doanh nghiệp và quy mô phát hành có tương quan âm với mức độ định dưới giá; nhân tố thời điểm phát hành không có ảnh hưởng đến mức độ định dưới giá IPO của các chứng khoán niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán Chittagong.
Robit Bansa (2012) đã nghiên cứu và đưa ra bằng chứng hỗ trợ cho việc định dưới giá IPO tại thị trường chứng khoán Bombay. Kết quả nghiên cứu cho thấy các nhân tố số lượng cổ phần chào bán, quy mô phát hành IPO, thể chế, giá trị vốn hóa thị trường có tác động đến mức độ định dưới giá IPO sau khủng hoảng tài chính tại thị trường Ấn Độ, trong khi các nhân tố khác như: tuổi công ty, thời điểm IPO, nhà sáng lập là người nước ngoài hay người Ấn Độ không có tác động lên mức độ định dưới giá.
Yuan Tian (2012) nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến việc định dưới giá IPO của 117 mã cổ phiếu tại Sàn giao dịch chứng khoán Luân Đôn, đã tìm thấy tỷ suất sinh lợi trung bình ngày giao dịch đầu tiên là 6,89%. Các nhân tố ảnh hưởng đến việc định dưới giá IPO đó là: Quy mô phát hành, rủi ro công
ty, tỷ lệ nợ; trong khi đó các nhân tố: danh tiếng nhà bảo lãnh phát hành, tỷ lệ P/E, tỷ số ROA thì không ảnh hưởng đến việc định dưới giá IPO.
TS Hải Lý và ThS Dương Kha (2012) thực hiện nghiên cứu đề tài: Nghiên cứu mức độ định giá thấp các phát hành lần đầu ra công chúng và chiến lược đầu tư các cổ phiếu IPO tại Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2005 đến tháng 7 năm 2012. Nghiên cứu đã tìm ra bằng chứng về hiện tượng định dưới giá IPO tại Việt Nam với mức độ định dưới giá theo hai thước đo MAAR và AR lần lượt là 49,09% và 38%. Nghiên cứu cũng tìm được hai nhân tố: Tỷ lệ mua vượt mức và mức giá khởi điểm của các cuộc đấu giá có tương quan âm với mức độ định dưới giá; nhân tố Điều kiện thị trường có tác động yếu và các nhân tố khác như: Quy mô công ty, độ trễ niêm yết, tuổi công ty, sở hữu nhà nước sau IPO, rủi ro công ty không có tác động lên mức độ định dưới giá.
Mai, Truong Loc (2011) cũng nghiên cứu về vấn đề định dưới giá IPO tại Sàn giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh. Kết quả nghiên cứu đã tìm thấy rằng các nhân tố: Tuổi công ty, Quy mô công ty, Quy mô phát hành IPO, Độ trễ niêm yết có tác động lên hiện tượng định dưới giá IPO.
CHƯƠNG 3
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1 Mô hình kinh tế lượng:
Thông thường, định dưới giá được đo lường bằng phần trăm chênh lệch giữa giá đóng cửa ngày giao dịch đầu tiên và giá IPO, hay còn gọi là tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên.
Tuy nhiên, với những thị trường có khoảng thời gian kể từ thời điểm IPO đến thời điểm niêm yết ngắn. Một số nhà nghiên cứu như Adjasi, Osei, Fiawoyife (2011), Ahmad – Zaluki và Lim Boon Kect (2012) xác định mức độ định dưới giá của cổ phiếu i, được tính bằng tỷ suất sinh lợi bất thường ngày giao dịch đầu tiên (điều chỉnh thị trường).
Theo sau các tác giả trên, trong bài nghiên cứu này, tác giả đo lường mức độ định dưới giá bằng tỷ suất sinh lợi điều chỉnh theo thị trường:
ARi = Ri - Rm
Trong đó: Ri : tỷ suất sinh lợi chưa điều chỉnh ngày giao dịch đầu tiên. Rm : tỷ suất sinh lợi của chỉ số thị trường Vn-Index.
Bên cạnh đó, đối với những thị trường có khoảng thời gian kể từ thời điểm IPO đến thời điểm niêm yết kéo dài, Aggarwal, Leal và Hernandez (1993), Sohai và Raheman (2009) đã tiến hành nghiên cứu và xác định mức độ định dưới giá của cổ phiếu i bằng tỷ suất sinh lợi điều chỉnh theo thị trường có xét đến khoảng thời gian từ khi IPO đến khi niêm yết.
Trong nghiên cứu này tại thị trường Việt Nam với đặc thù có khoảng thời gian từ thời điểm IPO đến thời điểm niêm yết kéo dài, tác giả tiếp bước
T2 t=T1
những nhà nghiên cứu trên tiến hành đo lường mức độ định dưới giá theo công thức sau:
MAAR =
Đo lường kết quả IPO trong dài hạn
Trong phần lớn các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới, khung thời gian dài hạn được nghiên cứu là 12 tháng, 24 tháng 36 tháng và 60 tháng. Về mặt lý thuyết, không có một đề xuất nào về khung thời gian dài hạn sau IPO là bao nhiêu. Vì vậy, trong nghiên cứu này tác giả đánh giá kết quả dài hạn bằng cách xem xét tỷ suất sinh lợi bất thường sau 12 tháng, 24 tháng, 36 tháng kể từ ngày giao dịch đầu tiên.
Theo sau các tác giả như Ritter (1991), Gomber và Lerner (2003), Ahmad – Zaluki và Lim Boon Kect (2012), trong bài nghiên cứu này, tác giả xác định tỷ suất sinh lợi điều chỉnh thị trường tích lũy của cổ phiếu i đến thời điểm T2 được tính:
CARit = ∑ ARit
Tuy nhiên, theo Derrien (2005), Ahmad Zaluki và Lim Boon Kect (2012) một cách thức khác để đánh giá kết quả dài hạn của các cổ phiếu phát hành lần đầu ra công chúng đó là sử dụng tỷ suất sinh lợi của chiến lược mua và nắm giữ, tỷ suất sinh lợi này được dùng để xác định xem nhà đầu tư có kiếm được tỷ suất sinh lợi bất thường từ việc nắm giữ cổ phiếu phát hành lần đầu ra công chúng trên một khoảng thời gian nào đó.
1 + Ri
- 1 1 + Rm
Trong nghiên cứu này, tác giả cũng sử dụng tỷ suất sinh lợi của chiến lược mua và nắm giữ để đánh giá kết quả dài hạn của các cổ phiếu phát hành lần đầu ra công chúng:
BHAR (T1, T2) = ( it) – 1 ) - ( mt) – 1)
Trong đó: BHAR(T1,T2): tỷ suất sinh lợi sau khi điều chỉnh thị trường của cổ phiếu i trong khoảng thời gian từ T1 đến T2.
T1 là ngày đầu tiên của tháng kế tiếp ngày giao dịch đầu tiên.
T2 là khoảng thời gian 12 tháng, 24 tháng, 36 tháng tiếp theo T1 (T2 -T1 = 12, 24, 36 tháng).
Rit là tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu i ở tháng thứ t (tháng tiếp theo sau ngày giao dịch đầu tiên.
Rmt là tỷ suất sinh lợi của chỉ số đại diện thị trường VN- Index tại tháng tương ứng.
Phương trình hồi quy:
Đề tài sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính biến Tỷ suất sinh lợi điều chỉnh theo thị trường ngày giao dịch đầu tiên AR với các biến độc lập theo phương trình sau:
AR = β1 + β2 Demand + β3 LnDel + β4 LnAge + β5 LnFsize + β6
Stateown + β7 RiskCo + β8 MarReturn + β9 LnResprice + β10
Bên cạnh đó, đề tài cũng sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính biến Tỷ suất sinh lợi điều chỉnh theo thị trường ngày giao dịch đầu tiên MAAR với các biến độc lập theo phương trình sau:
MAAR = β1 + β2 Demand + β3 LnDel + β4 LnAge + β5 LnFsize + β6
Stateown + β7 RiskCo + β8 MarReturn + β9 LnResprice + β10
Kind + εi
Với:
AR là Tỷ suất sinh lợi điều chỉnh theo thị trường ngày giao dịch đầu tiên.
MAAR là Tỷ suất sinh lợi điều chỉnh theo thị trường ngày giao dịch đầu tiên (có xét đến khoảng thời gian từ khi IPO đến khi niêm yết)
Demand là Tỷ lệ mua vượt mức.
LnDel là Ln của thời gian kể từ khi IPO đến khi niêm yết.
LnAge là Ln của thâm niên hoạt động của công ty (tuổi của công ty).
LnFsize là Ln của Quy mô công ty.
Stateown là tỷ lệ sở hữu nhà nước sau IPO.
Riskco là Rủi ro của công ty
MarReturn là Điều kiện thị trường.
LnResprice là Ln của giá khởi điểm.
βi là các hệ số hồi quy
Kind là biến giả, Kind bằng 1 nếu loại hình công ty là kinh doanh dịch vụ, bằng 0 nếu loại hình công ty là doanh nghiệp sản xuất.
3.2 Mô tả biến
3.2.1 Biến phụ thuộc
Trong bài nghiên cứu này, tác giả đo lường mức độ định dưới giá bằng tỷ suất sinh lợi điều chỉnh thị trường theo công thức sau:
ARi = Ri - Rm
Trong đó: Ri : tỷ suất sinh lợi chưa điều chỉnh ngày giao dịch đầu tiên, bằng:
Ri =
Với: Pfirst : giá đóng cửa ngày giao dịch đầu tiên sau IPO. Poffer : giá đấu thành công bình quân tại ngày đấu giá. Rm : tỷ suất sinh lợi của chỉ số thị trường Vn-Index tương ứng Ri của cổ phiếu i, được tính:
Rm =
Với: VNfirst : chỉ số Vn-Index vào ngày giao dịch đầu tiên. VNoffer : chỉ số Vn-Index vào ngày IPO.
Tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên càng cao thì mức mức độ định dưới giá càng cao.
Nếu AR > 0 thì chứng khoán được định dưới giá
Nếu AR < 0 thì chứng khoán được định trên giá
P first - Poffer
Poffer
VNoffer
Nếu AR = 0 thì chứng khoán được định đúng giá
Bên cạnh đó, tác giả cũng tiến hành đo lường mức độ định dưới giá bằng tỷ suất sinh lợi điều chỉnh theo thị trường với công thức sau:
MAAR =
Tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên càng cao thì mức mức độ định dưới giá càng cao.
Nếu MAAR > 0 thì chứng khoán được định dưới giá
Nếu MAAR < 0 thì chứng khoán được định trên giá
Nếu MAAR = 0 thì chứng khoán được định đúng giá
3.2.2 Biến độc lập
Trong đề tài nghiên cứu này, tác giả đưa vào mô hình các biến độc lập được kỳ vọng là có tác động lên mức độ định dưới giá dựa trên một số nghiên cứu trên thế giới bao gồm:
3.2.2.1 Tỷ lệ mua vượt mức
Tỷ lệ mua vượt mức được tính bằng số lượng cổ phiếu đặt mua chia cho số lượng cổ phiếu chào bán. Nếu tỷ lệ này lớn nghĩa là số lượng đặt mua lớn hơn số lượng cổ phiếu chào bán, và như vậy sẽ có hiện tượng tranh nhau mua giữa các nhà đầu tư. Trong trường hợp áp lực cầu lớn thì mức độ định dưới