Thực hiện kiểm định và phân tích kết quả hồi quy- 123docz.net

4.2.2.1. Kiểm định các giả thiết OLS

 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Sau khi dùng phần mềm stada để tính Vif theo công thức:

Tác giả tính ra được Vif= 1,45 <5 do vậy không có hiện tượng đa cộng tuyến, không cần tìm cách khắc phục vấn đề này để sử dụng mô hình.

4.2.2.2. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi

Tác giả sử dụng phần mềm Eview thực hiện kiểm định White đối với mô hình hồi quy. Với giả thiết:

H0: mô hình không có phương sai thay đổi H1: mô hình có phương sai thay đổi

Kết quả kiểm định White ở bảng 4.4

Bảng 4.6 Kết quả kiểm định White đối với mô hình (3)

Heteroskedasticity Test: White

F-statistic 1,513043 Prob. F(10,68) 0,1611

Obs*R-squared 13,01384

Prob. Chi- Square(9)

0,162 Scaled explained SS 42,1764 Prob. Chi-

Square(9)

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares

Date: 03/03/14 Time: 14:32 Sample: 69

Variable Coefficient Std. Error Prob.

C -0,89291 1,464229 0,544 PE2^2 0,010016 0,030629 0,7447 ARATE^2 0,039634 0,026284 0,1362 LTIME^2 -0,013585 0,021434 0,5283 FSIZE^2 -0,002908 0,018073 0,8727 SS^2 -2,67E-05 0,000135 0,8435

Kết quả cho thấy giá trị P_value lớn hơn mức ý nghĩa α =0,1 chấp nhận giả thiết H0 có nghĩa là trường hợp này không có hiện tượng phương sai thay đổi, các ước lượng thu được bằng OLS hiệu quả, các kiểm định t và F đáng tin cậy.

4.2.2.3. Phân tích kết quả hồi quy mô hình tỷ suất sinh lợi vượt trội thị trường điều chỉnh thị trường điều chỉnh

Bài nghiên cứu hồi quy của premium ( thể hiện sư chênh lệch tỷ lệ giữa giá sau 5 ngày niêm yết và giá được so sánh) – đại diện cho sự đo lường định giá thấp và đo lường bởi các biến giải thích ủng hộ cho việc có ảnh hưởng đến định giá thấp IPO.

Tác giả thực hiện hồi quy trên phần mềm Stata với kết quả ở bảng 4.7

Bảng 4.7 Tổng hợp kết quả các yếu tố ảnh hưởng đến IPO

Model 1 Model 2 Model3

ARate -0,105*** 0,021 -0,105*** (-4,716) (0,780) (-4,716) HN 0,680** 0,585** 0,680** (2,578) (2,491) (2,578) HCM 0,577* 0,808*** 0,577* (1,951) (3,095) (1,951) IPO2 -0,546* -0,239 -0,546* (-1,890) (-1,025) (-1,890) SS -0,780** -0,799** -0,780** (-2,550) (-2,259) (-2,550) PE 0 0 0 (0,366) (-0,315) (0,366) Fsize 0,000*** 0,000** 0,000*** (3,756) (2,619) (3,756) Ltime 0 0 0

64 (-0,316) (-0,298) (-0,316) _cons -0,027 0,249 -0,027 (-0,074) (0,723) (-0,074) N 64 64 64 R-squared 0,589 0,356 0,589

Phương sai sai số không đổi NO NO NO

Mean VIF 1,45 1,45 1,45

Nguồn: Tính toán của tác giả bằng phần mềm Stata.

P/E là tỷ số giá trên thu nhập. ARate là tỷ lệ vượt mức đăng ký, đo bằng lượng cầu cổ phiếu trên số lượng cổ phiếu chào bán. Ltime là độ trễ niêm yết được tính bằng logarit tự nhiên từ ngày IPO tới ngày giao dịch đầu tiên. Fsize là quy mô phát hành của công ty đo bằng tổng tài sản vào cuối năm trước khi IPO của công ty phát hành. SS là tỷ lệ cổ phần thuộc sở hữu Nhà nước sau khi IPO.

Ghi chú: *, **, *** thể hiện mức ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 90%, 95%, 99%

Phương trình hồi quy mẫu (3) theo kết quả hồi quy với Premium 1 được viết như sau:

Premium 1 = -0,027+-0,546IPO2+0P/E-0,105+0Ltime+0Fsize- 0,780SS+0,680HN+0,577HCM

Các biến trong mô hình giải thích được hơn 50% biến phụ thuộc tuy nhiên không phải tất cả các biến đều có ý nghĩa thống kế nghĩa là chỉ có 1 số biến giải thích được và có dấu của hệ số hồi quy như kỳ vọng đồng thời có ý nghĩa thống kê.

Xét hệ số T_value của các biến độc lập trong mô hình, tác giả thấy chỉ các biến là có ý nghĩa về mặt thống kê đó là biến:niêm yết trên sàn Hà Nội có mức ý nghĩa 95%; niêm yết trên sàn Hồ Chí Minh có mức ý nghĩa 90%; IPO lần 2 có mức

ý nghĩa 90%; tỷ lệ vượt mức đăng ký (ARATE) có ý nghĩa ở mức 99%; tỷ lệ sở hữu nhà nước (SS) có ý nghĩa ở mức 95%; giá trị công ty IPO (FSIZE) có mức ý nghĩa 95% các biến này có ý nghĩa thống kê trong mô hình. Còn các biến còn lại: Độ trễ niêm yết (LTIME), hệ số P/E không như kỳ vọng là có ý nghĩa trong mô hình. Mô hình (3) được viết lại như sau:

Premium 1 = -0,027+-0,546IPO2 -0,105ARate+0Fsize-

0,780SS+0,680HN+0,577HCM

Tác giả đi vào phân tích ý nghĩa của từng biến trong mô hình:

Tỷ lệ vượt mức đăng ký (Arate): có quan hệ ngược chiều với mức độ định giá thấp trong ngắn hạn, tương quan khác kỳ vọng với một số nghiên cứu như Kerins F.và cộng sự (2007), Pande.A và Vaidyanathan.R (2007), Agarwal và các cộng sự (2008), Yan Gao (2009), Boudriga và cộng sự (2011). Về mặt lý thuyết, nhu cầu IPO xấp xỉ tỷ lệ vượt mức đăng ký, tác động tích cực đến mức độ định giá thấp. Do bất cân xứng thông tin, định giá thấp phụ thuộc vào sự không đồng nhất thông tin giữa những nhà đầu tư. Mức độ không đồng nhất thông tin gia tăng với mức cầu cổ phần của công ty, những IPO tiềm năng càng định giá thấp càng có thể thu hút nhiều nhà đầu tư tìm kiếm thặng dư vốn tiềm năng cao. Điều này dẫn đến việc tăng nhu cầu cổ phần của công ty.

cho việc này là hầu hết các công ty khi niêm yết ở thị trường Trung Quốc là những công ty mới thành lập hoặc tái cấu trúc, điều đó có nghĩa là phương sai thời gian hoạt động nhỏ. Tuy nhiên, ở thị trường chứng khoán Việt Nam thì biến này không có ý nghĩa về kinh tế có thể một phần nguyên nhân do đặc tính của thị trường Việt Nam là bất cân xứng thông tin cao, không minh bạch trong các báo cáo tài chính nên nhà đầu tư không thể dựa vào giá trị công ty cụ thể là tổng tài sản cuối năm trước khi IPO thể hiện trong bảng cáo bạch để quyết định đầu tư cổ phiếu IPO.

Tỷ lệ sở hữu nhà nước quan hệ thuận chiều với mức định giá thấp trong ngắn hạn, tương quan giống với kì vọng của nghiên cứu Chan và cộng sự ( 2011) và ngược với kì vọng của Philip J và cộng sự ( 1999). Chan và cộng sự (2001) tìm thấy tương quan dương và có ý nghĩa thống kê giữa tỷ lệ sở hữu nhà nước và mức định giá thấp ở các công ty thuộc sở hữu Nhà nước. Tác giả Shleifer và Vishny (1998) tranh luận vai trò của Nhà nước là một bàn tay thâu tóm còn Tian và Estrin (2008) nhìn nhận vai trò của các cổ đông lớn nhà nước, vai trò này bao gồm cả lợi ích và những tổn thất. Kém minh bạch thông tin là một đặc tính cố hữu của doanh nghiệp nhà nước. Tuy nhiên để cổ phần hóa và niêm yết trên thị trường chứng khoán thì các chính sách của công ty cần phải công khai minh bạch và cổ đông nắm giữ cổ phần nhà nước phải chia sẻ quyền với các cổ đông chiến lược khác. Những nhà đầu tư có thể dự đoán khả năng thâu tóm thông qua tỷ lệ sở hữu nhà nước. Tại thị trường Việt Nam khi tiến hành IPO, ở các doanh nghiệp nhà nước, Nhà nước lại yêu cầu là không được để thất thoát, hao hụt tài sản của Nhà nước đồng thời các doanh nghiệp nhà nước cổ phần hoá lại yêu cầu về việc thặng dư vốn lớn khi cổ phần hoá. Điều này đã gây ra áp lực cho các doanh nghiệp làm cho giá cổ phiếu của các doanh nghiệp này không thể bị định giá thấp được. Thực tế khi ra quyết định đầu tư cổ phiếu IPO thì nhà đầu tư thường không quan tâm đến tỷ lệ sở hữu nhà nước vì đa phần các công ty này đều là công ty nhà nước cổ phần hóa theo lộ trình.

Việc niêm yết trên hai sàn đều có quan hệ thuận chiều với mức định giá thấp trong đó thì sàn Hà Nội lớn hơn, điều này có thể hợp lí vì sàn Hồ Chí Minh có những yêu cầu, quy định khắt khe hơn với những công ty muốn niêm yết trên sàn này.

Việc định giá IPO lần 2 có quan hệ thuận chiều với mức định giá thấp, điều này hợp lí ở thị trường vì nếu định giá lần 1 không đạt kết quả như mong muốn mà phải tiến hành định giá lần 2 thì nhà phát hành có xu hướng định giá thấp hơn nữa để thu hút và mời chào những nhà đầu tư tiềm năng, giúp cho việc phát hành cổ phiếu của công ty thành công

Tiếp tục với premium 2

Premium 2 =0,249-0,239IPO2+0P/E+0,021Arate+0Ltime+0Fsize-

0,799SS+0,588HN+0,808HCM

Với premium này chỉ có 4 biến có ý nghĩa thống kê là niêm yết trên sàn Hà Nội với mức ý nghĩa 95%; niêm yết trên sàn Hồ Chí Minh với mức ý nghĩa 99%, quy mô công ty với mức ý nghĩa 95%, tỷ lệ sở hữu nhà nước (SS) có ý nghĩa là 95%. Các biến còn lại hệ số P/E (P/E) ,tỷ lệ vượt mức đăng ký (ARATE), độ trễ niêm yết (LTIME), IPO lần 2, không có ý nghĩa thống kê nên mô hình với premium 2 được viết lại như sau:

Premium 2 =0,249 +0Fsize-0,799SS+0,588HN+0,808HCM

Niêm yết trên 2 sàn là Hà Nội và Hồ Chí Minh đều có tương quan dương với định giá thấp.

Tỷ lệ sở hữu vốn nhà nước có quan hệ ngược chiều với định giá thấp giống với quan điểm trong nghiên cứu của Lihua Tian và cộng sự ( 2011) và khác với quan điểm trong nghiên cứu của Chan và cộng sự ( 2011)

Quy mô công ty có quan hệ thuận chiều với mức định giá thấp trong ngắn hạn, tương quan khác kỳ vọng với một số nghiên cứu như Boudriga và cộng sự (2011).

Cuối cùng là premium 3

Premium 3 = -0,027+-0,546IPO2+0P/E-0,105ARate+0Fsize-

0,780SS+0,680HN+0,577HCM

Kết quả của premium 3 cho ra kết quả tương đồng với mô hình 1 như vậy xét hệ số T_value của các biến độc lập trong mô hình, tác giả thấy chỉ các biến là có ý nghĩa về mặt thống kê đó là biến:niêm yết trên sàn Hà Nội có mức ý nghĩa 95%; niêm yết trên sàn Hồ Chí Minh có mức ý nghĩa 90%; IPO lần 2 có mức ý nghĩa 90%; tỷ lệ vượt mức đăng ký (ARATE) có ý nghĩa ở mức 99%; tỷ lệ sở hữu nhà nước (SS) có ý nghĩa ở mức 95%; giá trị công ty IPO (FSIZE) có mức ý nghĩa 95% các biến này có ý nghĩa thống kê trong mô hình. Còn các biến còn lại: Độ trễ niêm yết (LTIME), hệ số P/E không như kỳ vọng là có ý nghĩa trong mô hình. Mô hình (3) được viết lại như sau:

Premium 3 = -0,027+-0,546IPO2 -0,105ARate+0Fsize-

0,780SS+0,680HN+0,577HCM

Tác giả đi vào phân tích ý nghĩa của từng biến trong mô hình:

Quy mô công ty có quan hệ thuận chiều với mức định giá thấp trong ngắn hạn, tương quan khác kỳ vọng với một số nghiên cứu như Boudriga và cộng sự (2011). Theo lý thuyết thì những công ty càng lớn với nhiều dòng sản phẩm đa dạng sẽ tiếp cận với các nguồn vốn đầu tư tốt hơn (Finkle, 1998). Những công ty lớn góp phần làm giảm sự không chắc chắn xung quanh IPO (Kiymaz, 2000; Bhabra và Pettway, 2003). Trong báo cáo của Lihui Tian (2011) thì cho thấy mối tương quan dương, các lý thuyết về rủi ro thông tin hỗ trợ việc thẩm định giá trị doanh nghiệp nhưng loại trừ việc tính thời gian hoạt động doanh nghiệp. Một lý do khác giải thích cho việc này là hầu hết các công ty khi niêm yết ở thị trường Trung Quốc là những công ty mới thành lập hoặc tái cấu trúc, điều đó có nghĩa là phương sai thời gian hoạt động nhỏ. Tuy nhiên, ở thị trường chứng khoán Việt Nam thì biến này không có ý nghĩa về mặt kinh tế có thể do đặc tính của thị trường Việt Nam là bất cân xứng thông tin cao, không minh bạch trong các báo cáo tài chính nên nhà đầu tư không thể dựa vào giá trị công ty cụ thể là tổng tài sản cuối năm trước khi IPO thể hiện trong bảng cáo bạch để quyết định đầu tư cổ phiếu IPO.

Điều này đã gây ra áp lực cho các doanh nghiệp làm cho giá cổ phiếu của các doanh nghiệp này không thể bị định giá thấp được. Thực tế khi ra quyết định đầu tư cổ phiếu IPO thì nhà đầu tư thường không quan tâm đến tỷ lệ sở hữu nhà nước vì đa phần các công ty này đều là công ty nhà nước cổ phần hóa theo lộ trình.

4.3.Tổng hợp kết quả nghiên cứu

Tác giả đã trả lời cho 2 câu hỏi nghiên cứu và làm rõ mục tiêu nghiên cứu. Bài nghiên cứu đã đo lường mức độ định giá thấp IPO trong ngắn hạn và làm rõ những nhân tố ảnh hưởng định giá thấp IPO, đó là nhân tố: hệ số P/E, số cổ phần IPO, niêm yết trên sàn ,tỷ lệ vượt mức đăng ký, tỷ lệ sở hữu quản lý; các biến còn

Thực hiện kiểm định và phân tích kết quả hồi quy

Phương pháp và mô hình nghiên cứu

Đo lường định giá thấp IPO