Giá phát hành

CHƯƠNG 1 : GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI

2.3. Nghiên cứu các nhân tố tác động đến việc định dưới giá trong IPO

2.3.5. Giá phát hành

Giá ban đầu của một IPO cũng có thể cho thấy sự tồn tại của việc định giá thấp mặc dù mức độ của nó ít có ý nghĩa kinh tế (Fernando và cộng sự , 1999). Các công ty đưa ra một mức giá phát hành theo những cách khác nhau . Trong thực tế , nếu mục đích của IPO là để khuyến khích sự tham gia của các nhà đầu tư riêng lẻ, nhà phát hành thiết lập một mức giá tương đới thấp để khún khích các nhà đầu tư nhỏ tiềm năng . Điều này sẽ dẫn tới một nhu cầu vượt mức đới với cổ phiếu và vì vậy mức độ định dưới g iá thấp hơn. Bên cạnh đó, Daily và cộng sự (2003) đã chỉ ra rằng một mức giá phát hành cao hơn đi kèm với một sự không chắc chắn về thành quả tương lai của công ty.

Ngược lại, các cơng ty đang tìm ki ếm sự chú ý của các nhà đầu tư tổ chức có xu hướng thiết lập một mức giá phát hành cao hơn . Trong thực tế , các tổ chức thường tránh các cổ phiếu có giá thấp (Gompers và Metrick , 1998). Sự xuất hiện của các nhà đầu tư tổ chức có thể dẫn tới một mức độ dưới giá cao hơn vì họ cần được bù đắp cho các thông tin có giá trị họ cung cấp để marketing tốt hơn cho IPO (Benveniste và Spindt, 1989). Hơn nữa, Jain và Kini (1999) tranh luận rằng, một mức giá phát hành thấp hơ n có thể cho thấy một nhu cầu thấp , một giá trị thấp hoặc cả 2, và điều này thường sẽ kèm theo một thành quả thấp hơn trong ngắn hạn. Bằng chứng thực nghiệm cung cấp kết quả suy giảm về mối quan hệ giữa giá phát hành và mức độ định dưới giá . Ibbotson và cộng sự (1988) đã cho thấy rằng các công ty phát hành với giá thấp thường có sự định giá thấp nhiều hơn. Họ tranh luận rằng giá phát hành thấp cho thấy rủi ro cao hơn và là vấn đề đới với các giao dịch mang tính đầu cơ . Fernando và cộng sự (1999) cho thấy một sự kết hợp theo hình chữ U.

2.3.6. T̉i của công ty phát hành

Tuổi của công ty phát hành được giả định là có mối tương quan nghịch với mức độ định dưới giá của IPO. Đầu tiên, các công ty mới thành lập thể hiện sự không chắc chắn cao hơn các công ty đã tồn tại lâu năm. Điều này là vì các cơng ty mới này ít được

sự quan tâm của các nhà phân tích tài chính cũng như được định giá đúng vì khơng có đủ dữ liệu tài chính lịch sử . Thứ hai, sự có sẵn của thông t in về hoạt động của công ty trong một vài năm góp phần lắm giảm bất đối xứng thông tin xung quanh việc IPO (Ritter, 1984 và 1991; Hensler và cộng sự, 1997). Sự không chắc chắn về triển vọng tương lai của các công ty ứng viên sẽ được phản ánh trong việc định dưới giá nhiều hơn (Bilson và cộng sự, 2003).

2.3.7. Quy mô của công ty phát hành

Quy mô của doanh nghiệp thường có tương quan nghịch với rủi ro của doanh nghiệp. Các công ty lớn tiếp cận nguồn vốn đầu tư tớt hơn, có nhiều dịng sản phẩm đa dạng và được giám sát chặt chẽ và tiếp cận tốt hơn với các nguồn lực quan trọng với lợi nhuận và sự sống của công ty (Finkle, 1998). Những nhân tố này làm giảm sự bất ổn xung quanh việc IPO của các công ty lớn đối với các nhà đầu tư tiềm năng (Kiymaz, 2000; bhabra và Pettway , 2003).Tuy nhiên , mối quan hệ ngược lại giữa rủi ro và quy mô cơng ty thì được ủng hộ một các h chắc chắn trong nhiều nghiên cứu (Titman và Wessels, 1998; Schultz, 1993). Bằng thực nghiệm, một số nghiên cứu đã cho thấy một mối tương quan âm giữa quy mô công ty và việc định dưới giá trong ngắn hạn (Ibbotson và cộng sự, 1994; Carter và cộng sự, 1998).

2.3.8. Quy mô phát hành

Quy mô phát hành của IPO thường được đo lường bằng tổng thu nhập gia tăng từ thị trường được cho là có mối tương quan nghịch với mức độ định dưới giá. Theo Miller và Reilly (1987), Clarkson và Simunic (1994), quy mô của đợt phát hành cho thấy sự không chắc chắn về các công ty tiến hành IPO. Những đợt IPO càng lớn thì thường được phát hành bởi một cơng ty nổi tiếng với nhiều năm hoạt đ ộng và được thị trường nhìn nhận tớt . Đóng góp này làm giảm rủi ro nhận thức từ phía các nhà đầu tư tiềm năng (Carter và cộng sự , 1998; Jain và Kini , 2000). Carter và Manaster (1990) ghi

nhận rằng bên cạnh sự không chắc chắn xung quanh việc IPO , các nhà đầu tư thường dựa vào quy mô của nó để đánh giá thành quả của IPO.

Bằng thực nghiệm, một số nghiên cứu chỉ ra một mối tương quan âm giữa khoảng gia tăng tài sản và mức độ định dưới giá (Chalk và Peavy, 1990; Clarkson và Merkley , 1994).

Bài nghiên cứu của tác giả tiến hành phân tích thực nghiệm thành quả ngắn hạn của hoạt động IPO ở Việt Nam. Nghiên cứu làm sáng tỏ các yếu tố quyết định của IPO đặc trưng bởi sự bất đối x ứng thông tin cao , hiệu quả thông tin thấp , giao dịch kém, và sự có mặt của giao dịch viên gây nhiễu.

Phần sau bài nghiên cứu này được tổ chức như sau . Phần 3 đưa ra phương pháp nghiên cứu và mơ hình cụ thể được tác giả áp dụng cho bài nghiên cứu này. Mô tả ngắn gọn cho thực trạng IPO ở Việt Nam thời gian qua cũng như nội dung, kết quả nghiên cứu cũng như kết quả thực nghiệm được trình bày cụ thể ở phần 4. Phần cuối cùng bài nghiên cứu trình bày kết luận và đưa các biện pháp để hạn chế việc định dưới giá trong hoạt động IPO của các doanh nghiệp Việt Nam.

CHƯƠNG 3:

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU

3.1. Phương pháp nghiên cứu

Một lượng lớn các học thuyết và cách lý giải về vấn đề IPO dưới giá đã được đ ề xuất và kiểm tra dựa trên dữ liệu của nhiều thị trường chứng khốn khác nhau . Một sớ mơ hình khai thác giả thiết bất đới xứng thơng tin , bởi vì việc định giá thấp là cần thiết để giảm khoảng cách thông tin giữa các b ên khác nhau (Rock, 1986; Allen và Faulhaber, 1989; Grinblatt và Hwang, 1989; Welch, 1989). Một sớ mơ hình khác đề xuất rằng mức độ IPO dưới giá có liên quan tới sự không chắc chắn xung quanh các kết quả IPO xung quanh việc niêm yết (Beatty và Ritter , 1986; Carter và Manaster, 1990; Megginson và Weiss, 1991). Cuối cùng, một sớ mơ hình đề xuất rằng các cơng ty tớt sử dụng việc định giá thấp để chứng tỏ chất lượng của họ , để gia tăng tài sản trong tương lai với nhiều điều kiện thuận lợi hơn thơng qua các phát hành cổ phiếu thích hợp (Allen và Faulhaber, 1989; Grinblatt và Hwang, 1989, Brennan và Franks, 1997).

Tuy nhiên, không một học thuyết đơn lẻ nào có thể giải thích thành quả b an đầu của các công ty mới niêm yết suốt những ngày giao dịch đầu tiên (Jenkinson và Ljungqvist, 2001; Ritter và Welch, 2002).

Bài nghiên cứu đưa ra phỏng đốn mức độ ảnh hưởng của các nhân tớ đến hiện tượng định dưới giá trong ngắn hạn của hoạt động phát hành cổ phiếu lần đầu ra công chúng ở thị trường chứng khoán Việt Nam. Để xác định các nhân tố quyết định việc định giá thấp ngắn hạn ở Việt Nam, bài nghiên cứu xem xét nhiều các giải thích khác nhau được đề xuất bởi cá c nghiên cứu trước đây cùng với tình hình ở Việt Nam . Các biến được xem xét bao gồm : tỷ lệ vốn nắm giữ nội bộ , tỷ lệ đăng ký mua vượt mức , độ trễ niêm yết, giá phát hành , tuổi và quy mô của công ty phát hành , quy mô phá t hành. Tác giả đặt giả thuyết mức độ định dưới giá của cuộc phát hành sẽ chịu tác động ảnh hưởng của các nhân tố đặc trưng cho các lý thuyết kể trên.

Dựa trên cơ sở lý luận và mẫu hình định dưới giá từ các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới như đã trình bày, bài nghiên cứu kỳ vọng thu được kết quả kiểm định trước hết cho mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến việc định dưới giá. Để kiểm định giả thiết nêu trên, bài nghiên cứu sử dụng phương pháp định lượng dùng mơ hình hời quy đa biến bằng phương pháp bình phương bé nhất OLS để xác định mức độ tác động của các yếu tố quyết định đến việc định giá thấp trong IPO ở Vi ệt Nam rời rút ra kết luận được trình bày ở chương 5.

Tác giả dùng kiểm định Durbin – Waston để xem có hiện tượng tự tương quan không và đưa ra ma trận tương quan giữa các biến. Tác giả cũng dùng kiểm định Wald để kiểm định độ phù hợp của mơ hình , kiểm định Jarque – Bera để kiểm định phần sai số có tuân theo phân chuẩn và kiểm định White để xem xét có hiện tượng phương sai thay đổi hay khơng? Các kết quả tìm thấy được so sánh và đưa ra kết luận và mơ hình cụ thể sẽ được trình bày trong phần 4.2

3.2. Dữ liệu, mơ hình và giải thích các biến sớ hời quy

3.2.1. Dữ liệu

Bài nghiên cứu sử dụng một mẫu gồm 96 đợt IPO trên sàn chứng khốn thành phớ Hờ Chí Minh và Hà Nội từ năm 2005 tới năm 2013. Phương thức thu thập dữ liệu được mô tả cụ thể như sau:

Đầu tiên, tác giả thu thập danh sách tất cả các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khốn thành phớ Hờ Chí Minh và Hà Nội từ năm 2005 tới năm 2013. Tiếp theo, thu thập danh sách và thông tin các cuộc IPO trong giai đoạn 2005 – 2013. Đối chiếu với danh sách các cuộc IPO với danh sách niêm yết, tìm ra 96 doanh nghiệp niêm yết trên hai sàn HOSE và HNX tiến hành IPO trong khoảng thời gian từ năm 2005 đến năm 2013, đã và có đầy đủ số liệu đáp ứng yêu cầu của bài nghiên cứu. Ngoài ra, tác giả đã loại bỏ những cuộc IPO được thực hiện sau ngày niêm yết và những cuộc phát hành không phải lần phát hành đầu tiên ra công chúng. Dữ liệu về những cuộc phát hành

được thu thập từ Bản công bố thông tin và Thông báo kết quả đấu thầu của doanh nghiệp phát hành trên website của HOSE và HNX. Thông tin về ngày niêm yết, giá đóng cửa trong 3 ngày giao dịch đầu tiên được thu thập từ dữ liệu trực tuyến trên sở giao dịch chứng khoán thành phớ Hờ Chí Minh (www.hsx.vn), Hà Nội (www.hnx.vn) và Ủy ban chứng khốn nhà nước (www.ssc.gov.vn). Các thơng tin cơ bản của doanh nghiệp IPO được thu thập từ Bản cáo bạch của doanh nghiệp. Ng̀n dữ liệu cịn được tác giả thu thập từ các website chuyên về dữ liệu chứng khoán như : www.cafef.vn, www.cophieu68.vn, www.vndirect.com.vn kết hợp với các báo cáo tài chính được doanh nghiệp cơng bớ . (Bảng 7 Phụ lục Bảng trình bày các mã chứng khốn của 96 công ty thực hiện IPO).

3.2.2. Mơ hình

Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình hời quy tuyến tính đa biến để kiểm tra các nhân tố quyết định tới việc định dưới giá trong IPO. Biến độc lập là tỷ suất sinh lợi ban đầu được điều chỉnh theo thị trường.

Mơ hình hời quy được trình bày như sau:

MARmi= β0 + β1(Capret) + β2(Over) + β3(lDel) + β4(lPrice) + β5(lAge) + β6(lFsize) + β7(lOsize) + biến kiểm soát + ε (3.1)

Trong đó biến phụ thuộc và các biến độc lập được giải thích chi tiết theo như bên dưới đây:

Biến phụ thuộc, MARmi là mức độ định dưới giá ngắn hạn với i =1, 2, 3. Dựa theo nghiên cứu của Boudriga và cộng sự (2009), mức độ định dưới giá được tính tốn từ tỷ suất sinh lợi ban đầu được điều chỉnh theo thị trường của IPO.

Các biến độc lập bao gồm Capret là biến tỷ lệ vốn nắm giữ nội bộ , Over là biến tỷ số

vượt mức phát hành , lDel là thời điểm niêm yết , lPrice là giá phát hành , lAge là tuổi của công ty phát hành , lFsize là quy mô của công ty phát hành , lOsize là quy mô của đợt phát hành, ε là sai số hồi quy.

Biến kiểm soát là inst là biến giả nhận giá trị bằng 1 nếu có một phần của đợt IPO là dành cho nhà đầu tư tổ chức và bằng 0 nếu ngược lại.

Các biến phụ thuộc và độc lập được giải thích cụ thể ý nghĩa và cách tính như trình bày bên dưới.

Tác giả hồi quy các tỷ suất sinh lợi ban đầu dựa trên tất cả các biến giải thích được cho là có ảnh hưởng đến IPO dưới giá ở Việt Nam . Mơ hình hời quy sử dụng tỷ suất sinh lợi được điều chỉnh theo thị trường cho ba ngày giao dịch đầu tiên (MARmi) của 96 đợt IPO.

3.2.3. Giải thích các biến số hời quy

• Biến phụ thuộc:

Giớng như các phương pháp trước đây (Aggarwal và cộng sự , 1993; Chi và Pa dget, 2005), tác giả sử dụng phương pháp sau để đo lường mức độ dưới giá của các đợt IPO . Tỷ suất sinh lợi của chứng khoán i ở cuối ngày giao dịch đầu tiên được tính tốn như sau:

(3.2)

Trong đó, Pi1là giá đóng cửa của cổ phiếu i ở ngày giao dịch đầu tiên và Si0 là giá phát hành (giá trúng bình quân khi đấu giá ) và Ri1 là tỷ suất sinh lợi của chứng khoán trong ngày giao dịch đầu tiên.

Vì giá phát hành của cổ phiếu là cớ định ở ngày công bố , tỷ suất sinh lợi giữa giá ở cuối ngày giao dịch đầu tiên và giá phát hành sẽ phụ thuộc vào sự thay đổi c ủa điều kiện thị trường mà công ty đang đối mặt.

Để kiểm tra sự ảnh hưởng của sự chênh lệch giá thực tế khi định giá và niêm yết , mức độ dưới giá được đo lường như tỷ suất sinh lợi bất bình thường được điều chỉnh theo thị trường cho mỗi đợt IPO ở ngày giao dịch đầu tiên và được tính tốn như sau:

(3.3) Tỷ suất sinh lợi dựa vào chỉ số thị trường ở cùng thời điểm là:

(3.4)

Trong đó, Pm1 là giá trị chỉ số thị trường lúc đóng cửa ở ngày giao dịch đầu tiên , Pm0 là giá trị chỉ số thị trường lúc đóng của của ngày đấu giá cổ phần và Rm1 là tỷ suất sinh lợi

thị trường tương ứng với ngày đầu tiên .Trong bài nghiên cứu này , tác giả sử dụng chỉ số Vnindex làm đại diện cho chỉ sớ thị trường.

Như đã trình bày ở cơng thức (3.3) tỷ suất sinh lợi bất thường được điều chỉnh theo thị trường MARm1 được giả sử rủi ro hệ thống của các đợt IPO là bằng 1. Một số nghiên cứu (của Ibbotson , 1975; Spiess và Affleck -Graves, 1995) đã chứng minh rằng mức beta trung bình của các cơng ty mới niêm ́t thì cao hơn rủi ro hệ thớng của danh mục thị trường. Vì vậy , phương pháp đo lường của tỷ suất sinh lợi bất thường này bằng cách này hay cách khác cung cấp cung cấp một ước tính cao hơn so với thành quả ban đầu của IPO trong mối tương quan với thị trường.

• Biến độc lập:

Tất cả các biến độc lập sử dụng trong bài được tóm tắt ở bảng bên dưới:

Bên cạnh đó, để phân tích chính xác hơn hiện tượng định dưới giá, nhóm nghiên cứu lần lượt áp dụng mơ hình này để giải thích cho tỷ suất sinh lợi vượt trội (MAR) trong hai ngày tiếp theo sau ngày giao dịch đầu tiên, lý do là vì đa sớ các cổ phiếu giao dịch ngày đầu tiên có tính thanh khoản rất thấp do cịn mới lạ với thị trường, dẫn đến tỷ suất sinh lợi tại ngày đầu tiên không phản ánh hết được đánh giá của thị trường về cổ phiếu và doanh nghiệp. Như vậy, có ba mơ hình hời quy được thực hiện để giải thích cho tỷ suất sinh lợi vượt trội trong ngày giao dịch đầu tiên (MAR1), ngày giao dịch thứ hai (MAR2) và ngày giao dịch thứ ba (MAR3).

Bảng mô tả các biến độc lập dùng trong mơ hình nghiên cứu:

Như đã trình bày trong phần 2, tác giả tóm tắt lại các biến độc lập giả thuyết giải thích cho mức độ định dưới giá trong các hoạt động IPO ở Việt Nam giai đoạn qua và ký hiệu kỳ vọng của mỗi biến.

Tên biến Ký hiệu Cách đo lường Ký hiệu kỳ vọng Tỷ lệ vốn nắm

giữ nội bộ Capret

1- phần trăm giữa số cổ phần tăng lên trên tổng số cổ phần đang lưu hành

+/-

Tỷ số vượt mức

phát hành Over

Nhu cầu cổ phiếu (số cổ phiếu đăng ký mua) trên số cổ phiếu phát hành

+

Độ trễ niêm yết lDel Số ngày chênh lệch giữa ngày