4.3.1 Thống kê miêu tả
Bảng 4.3: Thống kê miêu tả các biến
N Minimum Maximum Mean Std. Deviation
MAAR 64 -.8926 4.5610 .556583 1.1467537 AR 64 -2.1013 7.7955 .426492 1.3142530 Demand 64 .0174 15.2981 4.014037 3.6712656 Del 64 51 2046 642.06 424.318 Age 64 1 47 15.83 11.832 Fsize 64 10368 197408036 8198286.98 34229174.769 Stateown 64 .0000 98.5000 45.521406 29.9559821 RiskCo 64 0 3 .09 .526 Marreturn 64 -.5249 1.5641 .143536 .4028437 Resprice 64 10000 1400000 57403.91 180581.445 Kind 64 0 1 .53 .503 Valid N (listwise) 64
Bảng 4.3 thể hiện kết quả thống kê mô tả các yếu tố được xem xét trong phân tích hồi quy. Tỷ lệ mua vượt mức trung bình của mẫu là 4 lần với tỷ lệ mua vược mức cao nhất là 7,8 lần.
Độ trễ niêm yết trung bình của mẫu là 642 ngày, đây là con số tương đối lớn so với các thị trường khác.
Tuổi trung bình của các doanh nghiệp trong mẫu là 15,8 năm, biến thiên từ 1 năm đến 47 năm.
Quy mô trung bình của doanh nghiệp trong mẫu là 8.198,3 tỷ đồng. Tỷ lệ sở hữu nhà nước trung bình của các cuộc IPO là khoảng 45,5%, tỷ
Độ lệch chuẩn tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trong 6 tháng kể từ ngày giao dịch đầu tiên trung bình của mẫu là 9%.
Tỷ suất sinh lợi của thị trường 3 tháng trước ngày giao dịch đầu tiên trung bình là 14%.
Giá khởi điểm trung bình của mẫu là 57.404 đồng, khoảng cách chênh lệch giữa giá khởi điểm thấp nhất và giá cao nhất là khá lớn với giá khởi điểm thấp nhất là 10.000 đồng, giá khởi điểm cao nhất là 1.400.000 đồng.
Bảng 4.4: Ma trận Tương quan giữa các biến
MAAR AR
Dema nd
State
own Kind lnDel
LnAg e LnFsi ze LnRespri ce Marretu rn RiskC o MAAR 1 AR .710 ** 1 Demand -.256* -.173 1 Stateown -.025 .109 -.012 1 Kind -.009 .067 .051 .132 1 LnDel .113 -.004 .119 -.003 -.095 1 LnAge .182 -.071 -.036 -.076 .105 .062 1 LnFsize -.015 .089 -.284* .301* .133 -.270* .085 1 LnResprice -.475** -.431** .023 -.278* -.180 -.246 -.091 .132 1 Marreturn -.057 .121 .176 .218 .003 -.088 -.085 .190 .090 1 RiskCo .023 -.016 -.004 -.040 -.011 .025 -.109 .010 -.028 .253* 1
Ma trận hệ số tương quan cho ta thấy một cái nhìn tổng quát ban đầu về mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi trong ngày giao dịch đầu tiên với các biến
độc lập, cũng như mức độ tương quan giữa các biến độc lập với nhau. Dấu “+” cho biết tương quan là cùng chiều, dấu “-” cho biết tương quan là ngược chiều, giá trị càng lớn thì mức độ tương quan càng chặt, giá trị nhỏ hơn 0,3 tương quan là rất yếu.
Nhìn chung các biến phụ thuộc có tương quan yếu với các biến phụ thuộc. Tuy nhiên, để kết luận được về mối tương quan này, tác giả tiếp tục tiến hành chạy mô hình hồi quy trên SPSS để xem xét có xảy ra hiện tượng đa công tuyến trong mô hình hay không?
4.3.2 Kết quả hồi quy
Bảng 4.5 trình bày kết quả hồi quy mức độ định dưới giá tính bằng MAAR với các nhân tố giải thích.
Bảng 4.5: Kiểm định hệ số hồi quy– thước đo MAAR
Model
Unstandardized
Coefficients t Sig.
Collinearity Statistics
B Std. Error Tolerance VIF
1 (Constant) 6.678 2.319 2.880 .006 Demand -.077 .038 -2.029 .047 .840 1.191 Stateown -.007 .005 -1.419 .162 .740 1.351 Kind -.192 .265 -.725 .472 .909 1.100 LnDel .015 .175 .086 .932 .857 1.166 LnAge .141 .131 1.073 .288 .931 1.074 LnFsize .019 .088 .213 .832 .695 1.439 LnResprice -.609 .144 -4.219 .000 .768 1.302 Marreturn .236 .352 .669 .507 .798 1.253 RiskCo -.020 .254 -.078 .938 .904 1.107
mức ý nghĩa 5%, với hệ số VIF nhỏ hơn 2 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình
Bảng 4.6: Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình – thước đo MAAR
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Change Statistics Durbin- Watson R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .582a .339 .229 1.0069907 .339 3.078 9 54 .005 2.075
(a)Tóm tắt của mô hình
Model Sum of
Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression 28.090 9 3.121 3.078 .005b
Residual 54.758 54 1.014
Total 82.848 63
(b)Phân tích phương sai
Bảng 4.6 (a) cho thấy 22,9 % của mức độ định dưới giá được giải thích bởi các biến độc lập của mô hình.
Bảng 4.6 (b) cho thấy Giá trị Sig ≤ 0,05 % có thể nói rằng mô hình đưa ra phù hợp với dữ liệu.
Bảng 4.7 trình bày kết quả hồi quy mức độ định dưới giá tính bằng AR với các biến giải thích.
Bảng 4.8 trình bày kết quả kiểm định độ phù hợp của mô hình –thước đo AR:
Bảng 4.7: Kiểm định hệ số hồi quy– thước đo AR
Model Unstandardized
Coefficients
t Sig. Collinearity
Statistics
B Std. Error Tolerance VIF
1 (Constant) 7.705 2.756 2.795 .007 Demand -.060 .045 -1.337 .187 .840 1.191 Stateown -.006 .006 -1.002 .321 .740 1.351 Kind -.026 .315 -.083 .934 .909 1.100 LnDel -.095 .208 -.455 .651 .857 1.166 LnAge -.174 .156 -1.112 .271 .931 1.074 LnFsize .083 .104 .790 .433 .695 1.439 LnResprice -.693 .172 -4.038 .000 .768 1.302 Marreturn .709 .419 1.693 .096 .798 1.253 RiskCo -.264 .302 -.877 .384 .904 1.107
Với kết quả trên cho thấy mô hình các yếu tố tác động lên AR chỉ có các nhân tố Giá khởi điểm có tác động lên AR với mức ý nghĩa 5%, nhân tố Điều kiện thị trường có tác động lên AR với mức ý nghĩa 10%, với hệ số VIF nhỏ hơn 2 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.
Bảng 4.8: Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình – thước đo AR
Model R R Square Adjusted R
Square
Std. Error of the Estimate
Change Statistics Durbin
- Watson R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .538a .289 .170 1.1970101 .289 2.438 9 54 .021 2.068
Model Sum of
Squares df Square Mean F Sig.
1
Regression 31.444 9 3.494 2.438 .021b
Residual 77.373 54 1.433
Total 108.817 63
(b)Mức độ giải thích của mô hình
Bảng 4.8 (a) cho thấy giá trị Adjusted R Square bằng 17 %. Điều này có nghĩa là có khoảng 17% của mức độ định dưới giá được giải thích bởi các biến độc lập của mô hình hay có thể nói rằng có khoảng 17% sự thay đổi của tỷ suất sinh lợi điều chỉnh thị trường có thể được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình.
Bảng 4.8 (b) cho thấy Giá trị Sig ≤ 0,05 % có thể nói rằng mô hình đưa ra phù hợp với dữ liệu.
4.3.2.1 Nhân tố Tỷ lệ mua vượt mức
Theo thước đo MAAR: Nhân tố Tỷ lệ mua vượt mức có quan hệ ngược chiều với mức độ định dưới giá với mức ý nghĩa là 5%.
Kết quả này phù hợp với giả thuyết kỳ vọng, phù hợp với kết quả nghiên cứu của Biais và Faugeron – Crouzet (2000) về 68 vụ IPO thông qua đấu giá ở Pháp trong giai đoạn từ năm 1983 đến năm 1994: Khi số lượng đặt mua càng cao thì mức độ định dưới giá càng thấp. Kết quả này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của TS. Trần Thị Hải Lý nghiên cứu tại thị trường Việt Nam.
Tuy nhiên theo thước đo AR thì nhân tố Tỷ lệ mua vượt mức không có tương quan với mức độ định dưới giá.
4.3.2.2 Nhân tố Độ trễ niêm yết
Theo cả hai thước đo MAAR và AR: Nhân tố Độ trễ niêm yết không có tác động đến mức độ định dưới giá. Kết quả này khác với giả thuyết kỳ vọng và khác với các kết quả nghiên cứu trên thế giới.
Đây có thể là một đặc trưng của thị trường Việt Nam: phần lớn các cuộc đấu giá phát hành lần đầu ra công chúng nhưng không dự kiến thời gian niêm yết cổ phiếu, và thực tế là độ trễ niêm yết trung bình tại Việt Nam là 642 ngày. Đây là con số khá cao so với các nghiên cứu khác trên thế giới.
Uddin (2008) nghiên cứu tại thị trường Singapore và Malaysia đã tìm thấy thời gian từ khi IPO đến khi niêm yết càng dài thì mức độ định dưới giá càng cao. Khoảng thời gian từ khi IPO đến khi niêm yết càng dài thì nhà đầu tư có thể gặp nhiều rủi ro và mức độ không chắc chắn càng cao, do đó để thu hút được nhà đầu tư nhà phát hành sẽ phải định dưới giá IPO.
4.3.2.3 Nhân tố Tuổi của công ty
Theo cả hai thước đo MAAR và AR: Nhân tố Tuổi của công ty không có tác động đến mức độ định dưới giá. Kết quả này khác với giả thuyết kỳ vọng.
Kirkulak và Davis (2005) đã tìm thấy mối tương quan ngược chiều giữa tuổi của công ty và mức độ định dưới giá ở Nhật Bản giai đoạn từ năm 1998 đến năm 2002. Lowry (2008) cũng tìm thấy rằng công ty có tuổi đời càng cao thì mức độ định dưới giá càng thấp. Kết quả này cũng giống với kết quả nghiên cứu của Tian (2011) về thị trường Trung Quốc
Theo suy luận chung, tuổi của công ty có mối quan hệ ngược chiều với mức độ định dưới giá. Tuổi của công ty càng lớn thì vấn đề về bất cân xứng thông tin càng ít xảy ra. Các công ty mới thành lập thường có rất ít hồ sơ và thông tin tài chính để cung cấp cho các nhà đầu tư, các chuyên gia phân tích
tài chính có thể tham khảo, nghiên cứu. Sự thiếu thông tin này làm tăng mức độ bất cân xứng thông tin giữa các công ty phát hành lần đầu ra công chúng và các nhà đầu tư. Khi hiện tượng bất cân xứng thông tin xảy ra thì mức độ định dưới giá càng cao, khi thông tin càng hoàn hảo thì hiện tượng định dưới giá càng ít xảy ra.
Tuy nhiên, một số nghiên cứu thực nghiệm khác lại có kết quả ngược lại, như nghiên cứu của Xisheng Wang (2012) và Yuan Tian (2012) cho rằng tuổi của công ty không có tác động đến mức độ định dưới giá.
Tại thị trường Việt Nam, TS. Trần Thị Hải Lý cũng đã tìm thấy kết luận mối quan hệ giữa tuổi công ty và mức độ định dưới giá không có ý nghĩa thống kê. Thật ra, các doanh nghiệp IPO của Việt Nam có tuổi đời tương đối lớn, tuổi trung bình của các doanh nghiệp trong mẫu là 15,8 năm, nhưng các doanh nghiệp IPO ở Việt Nam hầu hết là doanh nghiệp nhà nước, hoạt động trong thời gian dài ở môi trường thiếu tính cạnh tranh nên không phản ánh sự trưởng thành thực sự của doanh nghiệp và cũng rất khó để có được đầy đủ thông tin tài chính của các doanh nghiệp này.
4.3.2.4 Nhân tố Quy mô công ty
Theo cả hai thước đo MAAR và AR: Nhân tố Quy mô của công ty không có tác động đến mức độ định dưới giá. Kết quả này khác với giả thuyết kỳ vọng.
Kết quả này cũng khác với kết quả nghiên cứu của Adjasi cùng các cộng sự (2011), Adjasi đã tìm thấy bằng chứng về mối tương quan nghịch giữa quy mô công ty và mức độ định dưới giá, trong đó quy mô công ty được xác định là tổng tài sản. Điều này có nghĩa là những công ty có quy mô lớn thì mức độ định dưới giá thấp.
Thông thường, những công ty có quy mô lớn thường được các nhà đầu tư quan tâm nhiều hơn, mức độ hiểu rõ về công ty cao so với công ty có quy mô nhỏ (thông tin hoàn hảo hơn). Do đó các công ty lớn có mức độ bất cân xứng thông tin thấp hơn các công ty nhỏ và mức độ định dưới giá cũng sẽ thấp hơn các công ty có quy mô nhỏ.
Một điểm đặc biệt do hầu hết các doanh nghiệp IPO ở Việt Nam tiền thân là doanh nghiệp nhà nước nên sổ sách kế toán của các doanh nghiệp có thể không phản ánh được giá trị của công ty, nhiều công ty có lượng tài sản lớn nhưng phần lớn những tài sản đó là không hoạt động được.
4.3.2.5 Nhân tố Sở hữu nhà nước
Theo cả hai thước đo MAAR và AR: Nhân tố Sở hữu nhà nước không có tác động đến mức độ định dưới giá với hệ số hồi quy âm đúng dấu kỳ vọng. Kết quả này khác với giả thuyết kỳ vọng và khác với kết quả nghiên cứu của Padgett (2005). Padgett (2005) đã tìm thấy ở Trung Quốc, tỷ lệ sở hữu nhà nước sau IPO có tương quan nghịch với mức độ định dưới giá.
Một đặc trưng của thị trường Việt Nam đó là tỷ lệ sở hữu nhà nước là khá cao sau khi doanh nghiệp IPO. Điều này sẽ ảnh hưởng đến nguồn cung cổ phiếu IPO của nhà đầu tư và như vậy sẽ ảnh hưởng đến mức độ định dưới giá.
4.3.2.6 Nhân tố Rủi ro công ty
Theo cả hai thước đo MAAR và AR: Nhân tố Rủi ro công ty không có tác động đến mức độ định dưới giá với hệ số hồi quy âm, ngược dấu kỳ vọng. Kết quả này khác với giả thuyết kỳ vọng nhưng phù hợp với kết quả nghiên cứu của TS. Trần Thị Hải Lý nghiên cứu tại thị trường Việt Nam.
4.3.2.7 Nhân tố Điều kiện thị trường
Theo cả thước đo MAAR: Nhân tố Điều kiện thị trường không có tác động đến mức độ định dưới giá với hệ số hồi quy dương, đúng dấu kỳ vọng nhưng không có ý nghĩa thống kê. Kết quả này khác với giả thuyết kỳ vọng. Tuy nhiên theo thước đo A R thì Nhân tố Điều kiện thị trường có tác động nhẹ đến mức độ định dưới giá với mức ý nghĩa 10%.
TS. Trần Thị Hải Lý nghiên cứu tại thị trường Việt Nam đã tìm thấy nhân tố Điều kiện thị trường có tương quan dương nhưng yếu với mức độ định dưới giá với mức ý nghĩa thống kê 10% theo thước đo AR nhưng không có ý nghĩa thống kê khi mức độ định dưới giá tính theo MAAR.
4.3.2.8 Nhân tố Mức giá khởi điểm
Theo cả hai thước đo MAAR và AR: Nhân tố Mức giá khởi điểm có tác động đến mức độ định dưới giá với hệ số hồi quy âm, đúng dấu kỳ vọng với mức ý nghĩa thống kê 1%. Mức giá khởi điểm càng cao thì mức độ định dưới giá càng thấp và ngược lại. Kết quả này phù hợp với giả thuyết kỳ vọng.
Kết quả này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Xisheng Wang (2012) và Ibbotson (1998). Xisheng Wang (2012) và Ibbotson (1998) đều sử dụng giá IPO để làm biến đại diện: tìm thấy mối tương quan âm giữa Mức giá phát hành và mức độ định dưới giá.
TS. Trần Thị Hải Lý nghiên cứu tại thị trường Việt Nam đã tìm thấy nhân tố Mức giá khởi điểm có tương quan âm với mức mức ý nghĩa thống kê 1%. Đối với thị trường Việt Nam, giá phát hành ban đầu là mức giá khởi điểm mà các tổ chức phát hành đưa ra cho nhà đầu tư tham chiếu trước cuộc đấu giá, khác biệt với mức giá phát hành đưa ra lần đầu ở các thị trường trên thế giới.
4.3.2.9 Nhân tố Loại hình doanh nghiệp
Theo cả hai thước đo MAAR và AR: Nhân tố Loại hình doanh nghiệp không có tác động đến mức độ định dưới giá phù hợp với giả thuyết kỳ vọng và cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Xisheng Wang (2012). Tuy nhiên, kết quả này trái ngược với kết quả nghiên cứu của md. Aminui islam (2010) và Peter L. Karliskhi cho rằng loại hình doanh nghiệp có ảnh hưởng đến mức độ định dưới giá.
Đối với thị trường Việt Nam, ngành dịch vụ đang trong giai đoạn phát triển cả về số lượng và chất lượng, tuy nhiên những doanh nghiệp dịch vụ vẫn chưa giành được ưu thế so với các doanh nghiệp sản xuất. Kết quả hồi quy cho thấy: cho dù doanh nghiệp thuộc loại hình dịch vụ hay sản xuất cũng không ảnh hưởng đến mức độ định dưới giá. Điều này cũng phù hợp với một số nghiên cứu thực nghiệm trước đây.
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định phương sai phần dư không đổi – MAAR MAAR ABS_RESID _MAAR Spearman's rho MAAR Correlation Coefficient 1.000 .210 Sig. (2-tailed) . .096 N 64 64 ABS_RESID_M AAR Correlation Coefficient .210 1.000