CARs_ 1Y CARs_ 2Y CARs_ 3Y
LN_SIZE 0.028 0.030 0.028 T-statistic 1.291 1.132 0.903 FREE_FLOAT 0.086 0.147 0.277 T-statistic 0.848 1.196 1.933 RETURN -0.036 0.040 -0.070 T-statistic -0.155 0.144 -0.214 VOLUME -0.161 0.309 0.473 T-statistic -0.195 0.310 0.407 EXCHANGE 0.071 -0.007 -0.073 T-statistic 0.898 -0.068 -0.655 UNDERWRITER 0.000 -0.003 0.049 T-statistic -0.003 -0.041 0.502 Intercept -0.307 -0.247 -0.188 T-statistic -1.122 -0.745 -0.487 R square 1.54% 0.75% 1.25% Prob(F-statistic) 0.393 0.799 0.531 Durbin-Watson stat 1.92 1.93 2.02
4.3.3 Kiểm định mơ hình các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lợi bất thƣờng từ sự kiện IPO trong ngắn hạn
(1) Ma trận tƣơng quan: nhằm mục đích sử dụng ma trận tương quan nhằm
kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến. Bảng 4.9 cho thấy, các hệ số tương quan giữa các cặp biến đều nhỏ hơn 0.6. Do đó, khơng có hiện tượng đa cộng tuyến trong các biến.
Bảng 4.9: Ma trận tƣơng quan các biến độc lập trong mơ hình
LN_SIZE FREE_FLOAT VOLUME RETURN EXCHANGE UNDERWRITER LN_SIZE 1.000000 -0.060146 -0.100887 -0.128607 0.523991 -0.047649 FREE_FLOAT -0.060146 1.000000 0.116484 -0.065699 0.021837 0.022339 VOLUME -0.100887 0.116484 1.000000 -0.047856 -0.216521 -0.084026 RETURN -0.128607 -0.065699 -0.047856 1.000000 0.013070 0.180644 EXCHANGE 0.523991 0.021837 -0.216521 0.013070 1.000000 0.142862 UNDERWRITER -0.047649 0.022339 -0.084026 0.180644 0.142862 1.000000
(2) Kiểm định White Heteroscedasticity: kiểm định phương sai sai số thay
đổi. Kết quả được trình bày trong bảng 4.10 với F-test có giá trị 1.48 và prob là 0.06, bác bỏ giả thuyết H0 về phương sai sai số không đổi. Do đó, mơ hình có phương sai sai sớ thay đổi – chưa phù hợp với giả định của phương pháp OLS.
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định White test
Heteroscedasticity Test: White
F-statistic 1.488761 Prob. F(25,383) 0.0634 Obs*R-squared 36.22536 Prob. Chi-Square(25) 0.0682 Scaled explained SS 257.5861 Prob. Chi-Square(25) 0.0000
Để khắc phục hiện tượng này, trong bài nghiên cứu chúng tôi sử dụng kỹ thuật ―heteroscedasticity-consistent standard error estimates‖. Do đó, kết quả hồi quy như sau:
Bảng 4.11 Kết quả hồi quy sau khi khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LN_SIZE -0.062903 0.032836 -1.915663 0.0561 FREE_FLOAT -0.103544 0.115553 -0.896076 0.3707 VOLUME 1.008479 1.075247 0.937905 0.3489 RETURN 0.795025 0.369537 2.151405 0.0320 EXCHANGE -0.042284 0.134080 -0.315366 0.7526 UNDERWRITER 0.307193 0.088102 3.486802 0.0005 C 1.203804 0.388357 3.099739 0.0021 R-squared 0.073130 F-statistic 5.286285 Adjusted R-squared 0.059296 Prob(F-statistic) 0.000029
(3) Kiểm định Durbin–Watson test và kiểm định Breusch–Godfrey test.
Giá trị Durbin –Watson =1.9 cho thấy khơng có hiện tượng tương quan chuỗi. Đồng thời, để kiểm tra một lần nữa về hiện tượng tương quan chuỗi, trong bài nghiên cứu chúng tôi sử dụng kiểm định Breusch–Godfrey test. Kết quả trình bày trong bảng 4.12, cho thấy p-value bằng 0.45, một lần nữa khẳng định khơng có hiện tượng tương quan chuỗi.
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định Breusch–Godfrey test
Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey
F-statistic 0.955757 Prob. F(6,402) 0.4550 Obs*R-squared 5.752343 Prob. Chi-Square(6) 0.4515 Scaled explained SS 40.90294 Prob. Chi-Square(6) 0.0000
(4) Kiểm định Bera—Jarque test:
Kết quả kiểm định Bera – Jarque được trình bày trong hình 4.1 với giá trị Bera— Jarque đạt 3.291 với prob có giá trị là 0.00, cho thấy phần dư không phân phới chuẩn.
Hình 4.1: Kết quả kiểm định Bera-jarque
Để khắc phục hiện tượng phần dư không phân phối chuẩn sử dụng giải pháp là loại các dữ liệu outline ra khỏi mơ hình. Kết quả kiểm định sau khi đã loại bỏ dữ liệu outline được trình bày trong bảng 4.13.
Bảng 4.13: Kết quả hồi quy sau khi loại bỏ dữ liệu outline
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LN_SIZE -0.080098 0.011866 -6.750321 0.0000 FREE_FLOAT -0.137011 0.066344 -2.065146 0.0397 RETURN 0.240067 0.131482 1.825859 0.0688 VOLUME 0.037392 0.463882 0.080607 0.9358 EXCHANGE -0.004027 0.042867 -0.093936 0.9252 UNDERWRITER 0.034705 0.037384 0.928328 0.3540 C 1.264892 0.149449 8.463713 0.0000 R-squared 0.204661 F-statistic 13.25223 Adjusted R-squared 0.189217 Prob(F-statistic) 0.000000
0 20 40 60 80 100 -1 0 1 2 3 4 5 6 Series: Residuals Sample 1 409 Observations 409 Mean -1.29e-16 Median -0.234028 Maximum 6.395413 Minimum -1.108242 Std. Dev. 0.874120 Skewness 2.797211 Kurtosis 15.72090 Jarque-Bera 3291.066 Probability 0.000000
Kết quả bảng 4.13 cho thấy, quy mô phát hành, tỷ suất sinh lợi thị trường 1 tháng trước khi niêm yết và tỷ lệ cổ phiếu tự do lưu hành có ý nghĩa thớng kê với mức ý nghĩa 10%. Quy mơ phát hành có tương quan nghịch biến với định giá thấp tức là tăng 1% trong quy mô phát hành dẫn đến tỷ suất sinh lợi giảm 0.08%.
Thời điểm niêm yết cũng ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu từ sự kiện IPO, tỷ suất sinh lợi thị trường 1 tháng trước khi niêm yết tăng 1% dẫn đến tỷ suất sinh lợi bất thường từ IPO tăng 0.24%.
Tỷ lệ cổ phiếu tự do lưu hành có tương quan nghịch biến với biến định giá thấp , và 1% tăng trong tỷ lệ cổ phiếu lưu hành dẫn đến tỷ suất sinh lợi giảm 0.13%, kết quả phù hợp với nghiên cứu của Ellis (2006) and Zheng (2007) cho thấy nguồn cung giới hạn là nguyên nhân tạo ra tỷ suất sinh lợi cao hơn so với thị trường. Trong đó nguồn cung hạn chế là do quy định về hạn chế tự do chuyển nhượng của cổ đông nội bộ, cổ đông sáng lập, cổ đơng lớn trong vịng 180 ngày (6 tháng) kể từ ngày chào bán.
Sau khi loại bỏ dữ liệu outline, kết quả kiểm định Bera – Jarque được trình bày trong phụ lục 11 với giá trị Bera—Jarque đạt 5.413 với prob có giá trị là 0.07 cho thấy phần dư có phân phới chuẩn.
Tóm tại, qua kết quả được trình bày ở trên cho thấy các cơng ty IPO đều định giá
thấp, kết quả phù hợp với nghiên cứu của Miller and Reilly (1987), Allen and Faulhaber(1989) và Rock(1986). Đặc biệt kết quả này cũng giống kết quả nghiên cứu của Ayayi (2011) về định giá thấp tại Việt Nam.
Đồng thời, kết quả hồi quy mơ hình đa nhân tớ cho kết quả trong ngắn hạn, tỷ suất sinh lợi ngày đầu niêm yết so với giá chào bán IPO bị ảnh hưởng bởi các yếu tố quy mô phát hành, tỷ lệ cổ phiếu tự do lưu hành và tỷ suất sinh lơ ̣i thi ̣ trường 1 tháng trước khi niêm yết.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH
5.1 Kết luận
Với mục đích luận văn nhằm nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng của sự kiện IPO đến tỷ suất sinh lợi chứng khoán ở thị trường Việt Nam, kết quả cho thấy khi phát hành lần đầu ra công chúng hầu hết các công ty đều bị định giá thấp trung bình là 61,1%. Trong dài hạn, trung bình tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu đều tăng trưởng cao hơn mức tăng trưởng của thị trường VN-INDEX 1 năm, 2 năm và 3 năm sau khi IPO, ngược với lý thuyết về thị trường hiệu quả của Fama (1998). Kết quả trên phù hợp với đặc điểm của thị trường Việt Nam: (1) thị trường chứng khốn khá mới khi mới chỉ hình thành trong vòng 13 năm - khoảng thời gian khá ngắn để phát triển thị trường vớn; (2) tính minh bạch của thị trường cịn khá thấp; (3) Biến động thị trường khá mạnh khi năm 2007 thị trường có mức tăng vượt bật nhưng sang năm 2008 thị trường lại giảm mạnh do ảnh hưởng khủng hoảng tài chính tồn cầu; (4) Nhà đầu tư tham gia thị trường phần lớn là các nhà đầu tư cá nhân.
Bên cạnh nghiên cứu về tỷ suất sinh lợi ảnh hưởng từ sự kiện IPO, luận văn cũng xem xét ảnh hưởng của các đặc điểm: quy mô phát hành, tỷ lệ cổ phiếu tự do lưu hành, khối lượng giao dịch trong ngày đầu tiên niêm yết, tỷ suất sinh lợi thị trường 1 tháng trước khi IPO, sàn niêm yết, tổ chức bảo lãnh phát hành tác động đến tỷ suất sinh lợi bất thường tích lũy IPO.
Kết quả cho thấy, trong ngắn hạn, tỷ suất sinh lợi bất thường tích lũy từ sự kiện IPO bị ảnh hưởng bởi tỷ suất sinh lợi của thị trường 1 tháng trước khi niêm yết, quy mô phát hành và tổ chức bảo lãnh phát hành. Tỷ suất sinh lợi thị trường 1 tháng trước niêm yết tương quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi bất thường, phù hợp với kết quả nghiên cứu của Ogden et al (2003) và Fama (1998). Quy mơ phát hành có tương quan nghịch biến với tỷ suất sinh lợi cổ phiếu từ sự kiện IPO với hệ số tương quan là 0.06, cho thấy quy mơ phát hành nhỏ thì tỷ suất sinh lợi cao
và ngược lại. Kết quả này ngược với kết luận trong nghiên cứu của Gompers and Lerner (2003).
Ngoài ra, tổ chức bảo lãnh phát hành cũng ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của công ty từ sự kiện IPO. Các công ty được các tổ chức bảo lãnh phát hành lớn có tỷ suất sinh lợi cao. Kết quả phù hợp với nghiên cứu của Fernando Belden Saro and Mohammad Tayseer Chenine (2007). Ngoài ra, các tổ chức bảo lãnh phát hành với tiềm lực tài chính lớn và uy tín sẽ là yếu tớ ―tham khảo‖ cho các nhà đầu tư khi quyết định đầu tư vào các công ty IPO khi các thơng tin trên thị trường chứng khốn Việt Nam thiếu tính minh bạch.
Đồng thời chúng tơi kiểm định các giả thuyết của OLS và thấy mơ hình giả định về phương sai sai số thay đổi và phần dư không phân phối chuẩn. Sau khi thực hiện các giải pháp kỹ thuật ―heteroscedasticity-consistent standard error estimates‖ và loại bỏ các dữ liệu outline, đã khắc phục được 2 giả thuyết trên. Tuy nhiên, trong dài hạn, kết quả không rõ ràng với kết quả kiểm định cho thấy tỷ suất sinh lợi bất thường CARs 1 năm và 2 năm, 3 năm không bị ảnh hưởng bởi các đặc điểm được đưa vào mơ hình. Tơi cho rằng các kết quả trong dài hạn bị sai lệch là do biến động của thị trường Việt Nam khá lớn khi bị tác động bởi các nhân tớ bên trong lẫn bên ngồi như kinh tế phát triển mạnh sau khi Việt Nam gia nhập WTO 2007, gói kích cầu năm 2009 đẩy thị trường tăng mạnh, ngược lại khủng khoản kinh tế toàn cầu 2008 và nợ công Châu Âu 2010 làm thị trường giảm mạnh.
Tóm lại, qua bài nghiên cứu một lần nữa khẳng định kết quả nghiên cứu trước của Gavriel Ayi Ayayi (2011) tại thị trường Việt Nam về việc định giá thấp từ sự kiện IPO. Đồng thời, cho thấy thị trường Việt Nam không phải là một thị trường hiệu quả. Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy các tác động chỉ mang tính chất ngắn hạn cịn về dài hạn thì các tác động khơng rõ ràng.
Các biến được đưa vào mơ hình chưa mang tính giải thích cao, do đó, tơi cho rằng hướng nghiên cứu xa hơn có thể xem xét việc đưa các biến mới vào trong mơ
hình cũng như mở rộng hơn khung thời gian nghiên cứu. Bên cạnh đó, có thể xem xét mối quan hệ đa chiều ảnh hưởng các đặc điểm công ty như phương pháp định giá, thời điểm phát hành đến tỷ suất sinh lợi IPO. Đồng thời xem xét sử dụng dữ liệu chéo cũng như các mơ hình Random effect model, fix effect model …để có các góc nhìn đa chiều hơn về tỷ suất sinh lợi IPO.
5.2 Các gợi ý từ kết quả nghiên cứu 5.2.1. Chiến lƣợc đầu tƣ cổ phiếu IPO 5.2.1. Chiến lƣợc đầu tƣ cổ phiếu IPO
Qua kết quả nghiên cứu cho thấy hầu hết các công ty IPO đều được định giá thấp, do đó có thể xem là cơ hội cho các nhà đầu tư tham gia đấu giá để tìm kiếm tỷ suất sinh lợi vượt trội bên cạnh đầu tư vào các cổ phiếu niêm yết.
Bên cạnh đó, quy mô phát hành và tỷ suất sinh lợi có mới tương quan ngược chiều, điều đó hàm ý rằng tại thị trường Việt Nam các cơng ty có quy mơ nhỏ thường đem lại tỷ suất sinh lợi cao hơn so với các cơng ty có quy mơ lớn. Với đặc điểm này nhà đầu tư có thể có lựa chọn hợp lý khi đầu tư vào các công ty nhỏ trong đợt phát hành lần đầu ra công chúng IPO nhằm đem lại hiệu quả đầu tư vượt trội.
Tỷ suất sinh lợi thị trường 1 tháng trước niêm yết tăng 1% dẫn đến tỷ suất sinh lợi bất thường từ IPO tăng 0.79%. Đây là mô ̣t cơ sở để các nhà đầu tư lựa cho ̣n thời điểm thi ̣ trường để đầu tư vào các cổ phiếu IPO để đa da ̣ng hóa danh mu ̣c đầu tư . Ngồi ra, nhà đầu tư có thể tham khảo tổ chức bảo lãnh phát hành như một chỉ báo để lựa chọn việc tham gia đấu giá lần đầu ra công chúng hay không. Các công ty được các tổ chức bảo lãnh phát hành lớn như SSI, VCSC, BVSC, ACBS…thường đem lại tỷ suất sinh lợi vượt trội.
5.2.2. Gợi ý chính sách
Để thu hút dịng tiền từ các cuộc IPO, các cơ quan quản lý nên có lộ trình cổ phần hóa rõ ràng, đa dạng hóa nguồn hàng hóa trong các cuộc đấu giá lần đầu ra công
chúng, đặc biệt với các tổng công ty nhà nước lớn như Việt Nam Airline, Mobifone,…
Hiện nay, chỉ có những doanh nghiệp tiến hành IPO thông qua các sở giao dịch mới công bố rộng rãi thông tin về kết quả IPO, những doanh nghiệp tiến hành IPO thông qua các công ty chứng khoán chưa làm điều này. Do đó, nâng cao tính minh bạch bằng việc cung cấp đầy đủ các thông tin của các công ty trước khi thực hiện đấu giá, giúp thu hút không những nguồn tiền trong nước mà kể cả nguồn tiền của các tổ chứ c tài chính q́c tế.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Danh mu ̣c tài liệu tiếng Việt
- Nguyễn Tro ̣ng Hoài , Phùng Thanh Bình , Nguyễn Khánh Duy (2009), Dự báo và phân tích dữ liệu, NXB Thống kê.
- Trần Ngọc Thơ (2007), Tài chính doanh nghiệp hiện đại, NXB Thớng kê. - Trần Thi ̣ Hải Lý, Dương Kha (2013), Bằng chứng về hiê ̣n tượng đi ̣nh dưới
giá của các IPO tại Việt Nam , Tạp chí phát triển kinh tế - Trường Đa ̣i ho ̣c kinh tế Tp.HCM, số 270.
Danh mu ̣c tài liệu tiếng Anh
- Aggarwal.R (2003), Allocation of initial public offerings and flipping
activity, Journal of Financial Economics 68, 111-135.
- Allen, Franklin and Gerald R.Faulhaber (1989), Signaling by Underpricing in the IPO Market, Journal of Financial Economics.
- Brav. A, Geczy.C and Gompers P.A (2000), Is the abnormal return following equity issuances anormalous?, Journal of Financial Economics 56, 209-249.
- Brav.A and Gompers.P.A (1997), Myth or reality? The long run
underperformance of initial public offerings: Edivence from venture and nonventure capital-backed companies, Journal of Finance 52, 1791-1821.
- Ellis. K (2006), Who trades IPOs? A close look at the first days of trading, Journal ofFinancial Economics 79, 339–363.
- Fama E.F (1998), Market efficiency, long- term returns, and behavioral
finance, Journal ofFinancial Economics 49, 283–306.
- Fernando Belden Saro, Mohammad Tayseer Chenine(2007), Return Behavior of Initial Public Offerings and Market Efficiency, School of
- Gavriel Ayi Ayayi(2011), Underpricing and Long-term Performance of Auctioned IPOs: the Case of Viet Nam, International Research Journal of
Finance and Economics.
- Geczy, C., Musto, D., Reed, A (2002), Stocks are special too: an analysis
of the equitylending market, Journal of Financial Economics 66, 241–269.
- Gompers, P. A., and Lerner, J
(2003), The really longrun performance ofinitial publicofferings: The preN
asdaq evidence, Journal of Finance 58, 1355–1392.
- Grinblatt, Mark and Chuan Yang Hwang (1989), Signalling and the pricing of new issues, Journal of Finance 44, 393-420.
- Loughran, T., Ritter, J.R. and Rydqvist, K (1994), Initial public offerings: I
nternationalinsights, Pacific-Basic Journal of Finance 2, 165–199.
- Mayshar, J. (1983), On divergence of opinion and imperfections in capital
markets,American Economic Review 73, 114–128.
- Md.Aminul Islam, Ruhani Ali and Zamri Ahmad (2010), Underpricing of
IPOs: The Case of Bangladesh, Global Economy and Finance Journal.
- Miller, E.M (1977), Risk, uncertainty and divergence of opinion, Journal of Finance 32,1151–1168.
- Miller, R.E and F.K.Reilly (1987), An Examination of Mispricing, Returns
and Uncertainty for Initial Public Offerings, Financial Management.
- Ogden, J.P., Jen, F.C. and O’Connor (2003), Advanced Corporate Finance
: Policiesand Strategies, Prentice Hall.
- Purnanandam, A.K. and Swaminathan (2004), Are IPOs really underprice
d? Review ofFinancial Studies 17, 811–848.
- Ritter Tay R (1991), The long run performance of initial public offerings,
Journal of Financial 46, 3-27.
- Rock.K (1986), Why new issues are underpriced?, Journal of Financial Ec