IR PO TUR TYPE AGE SIZE Mean 0.317273 93800.73 0.007145 0.432836 14.65602 84977197 Median -0.156711 36310.00 0.001988 0.000000 12.18904 15000000 Maximum 8.633911 2201845. 0.057833 1.000000 47.43836 1.90E+09 Minimum -0.948225 10105.00 2.86E-07 0.000000 0.117808 2335961. Std. Dev. 1.586378 272583.4 0.012734 0.499208 12.24477 2.49E+08 Skewness 3.311751 7.106079 2.536954 0.271114 0.998265 6.094035 Kurtosis 15.54114 55.09718 9.010010 1.073503 3.253108 43.57595 Jarque-Bera 561.5467 8140.785 172.7058 11.18175 11.30679 5010.920 Probability 0.000000 0.000000 0.000000 0.003732 0.003506 0.000000 Sum 21.25728 6284649. 0.478733 29.00000 981.9534 5.69E+09 Sum Sq. Dev. 166.0953 4.90E+12 0.010702 16.44776 9895.664 4.08E+18 Observations 67 67 67 67 67 67
Từ Bảng 4.1 cho thấy thâm niên hoạt động trung bình của các cơng ty trong mẫu khoảng 14.66 năm. Cơng ty có thâm niên hoạt động lâu đời nhất là Công ty cổ phần
Supe Phốt phát và Hóa chất Lâm Thao với 47 năm. Trong khi đó, cơng ty có thâm niên hoạt động thấp nhất là Công ty cổ phần Vận tải xăng dầu VITACO với 0.12 năm.
Yếu tố giá IPO trung bình đạt khoảng 93,800 đồng và có độ phân tán rất lớn. Giá IPO cao nhất lên đến trên 2 triệu đồng/cổ phiếu thuộc về công ty cổ phần Xây dựng Cotec và giá thấp nhất là 10,105 đồng/cổ phiếu thuộc về công ty cổ phần Xây dựng và phát triển đô thị tỉnh Bà Rịa - Vũng Tàu.
Cũng qua Bảng 4.1, có thể thấy quy mơ phát hành bình qn đạt khoảng 85 triệu cổ
phiếu. Cơng ty có quy mô phát hành lớn nhất là Tổng Cơng ty Khí Việt Nam với
1,895,000,000 cổ phiếu, Cơng ty cổ phần Gạch ngói Kiên Giang có quy mơ phát hành nhỏ nhất với 2,335,961 cổ phiếu.
Bảng 4.2 Số công ty quan sát trong mẫu
Năm Số lƣợng công ty đấu
giá trong mẫu Số lƣợng công ty niêm yết trong mẫu
2005 11 01 2006 04 10 2007 34 06 2008 09 05 2009 03 21 2010 06 12 2011 0 08 2012 0 04 Tổng 67 67
Sau phần thống kê mơ tả về dữ liệu nghiên cứu để có một cách tiếp cận ban đầu với đặc điểm mẫu nghiên cứu, tác giả tiến hành xem xét mối tương quan giữa các biến trong mơ hình bằng cách chạy ma trận hệ số tương quan trên phần mềm Eviews.
Bảng 4.3 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 nhƣ mức độ tƣơng quan giữa các biến độc lập với nhau. Qua Bảng 4.3 có thể thấy hệ số tƣơng quan của các biến nhƣ: thâm niên hoạt động, giá IPO và tỷ lệ doanh thu trong ngày giao dịch đầu tiên với tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên mang dấu trừ (-), điều này hàm ý mối tƣơng quan âm. Tuy nhiên, để kết luận đƣợc về mối tƣơng quan này, tác giả tiếp tục tiến hành chạy mơ hình hồi quy trên Eviews.
Bảng 4.3: Ma trận hệ số tƣơng quan
IR LNAGE LNSIZE PO TUR TYPE
IR 1.000000 -0.424117 0.120933 -0.180797 -0.091314 0.000430 LNAGE -0.424117 1.000000 0.062344 -0.048817 -0.025277 -0.132619 LNSIZE 0.120933 0.062344 1.000000 -0.011953 -0.282619 0.188595 PO -0.180797 -0.048817 -0.011953 1.000000 -0.002772 -0.135089 TUR -0.091314 -0.025277 -0.282619 -0.002772 1.000000 0.010869 TYPE 0.000430 -0.132619 0.188595 -0.135089 0.010869 1.000000
4.2 Kết quả hồi quy
Kết quả hồi quy mơ hình IRi = α0+ β1Lnsize + β2Po + β3 Lnage + β4Tur + β5D + εi
nhƣ sau:
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy OLS
Dependent Variable: IR Method: Least Squares
Date: 09/20/13 Time: 10:17 Sample: 1 67
Included observations: 67
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNAGE -0.587191 0.142429 -4.122692 0.0001 LNSIZE 0.171861 0.132513 1.296936 0.1995 PO -1.27E-06 6.49E-07 -1.951536 0.0556 TUR -7.367479 14.34889 -0.513453 0.6095 TYPE -0.376010 0.365241 -1.029484 0.3073 C -0.985427 2.257225 -0.436566 0.6640 R-squared 0.258874 Mean dependent var 0.317273 Adjusted R-squared 0.198126 S.D. dependent var 1.586378 S.E. of regression 1.420561 Akaike info criterion 3.625267 Sum squared resid 123.0976 Schwarz criterion 3.822702 Log likelihood -115.4464 Hannan-Quinn criter. 3.703392 F-statistic 4.261434 Durbin-Watson stat 1.748564 Prob(F-statistic) 0.002178
Sau khi có đƣợc kết quả hồi quy nhƣ Bảng 4.4, tác giả tiến hành kiểm định mơ hình có thỏa mãn các giả thiết cơ bản của hồi quy OLS hay không. Để xem xét giả thiết về sự không tƣơng quan giữa các sai số trong mơ hình, hay cịn đƣợc gọi là hiện tƣợng tự tƣơng quan, tác giả sử dụng kiểm định Breusch-Godfrey. Kết quả đƣợc trình bày trong Bảng 4.5.
Quan sát Bảng 4.5, ta thấy giá trị Prob.Chi-Square = 0.3198 > 0.05. Kết quả này đi đến sự chấp nhận giả thiết cho rằng: mơ hình khơng xảy ra hiện tƣợng tự tƣơng quan.
Bảng 4.5. Kết quả kiểm định Breusch-Godfrey
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0.899572 Prob. F(1,60) 0.3467 Obs*R-squared 0.989684 Prob. Chi-Square(1) 0.3198
Test Equation:
Dependent Variable: RESID Method: Least Squares
Date: 09/22/13 Time: 18:57 Sample: 1 67
Included observations: 67
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNAGE 0.021323 0.144308 0.147758 0.8830 LNSIZE -0.007033 0.132830 -0.052950 0.9579 PO -1.79E-08 6.50E-07 -0.027618 0.9781 TUR 1.472317 14.44437 0.101930 0.9192 TYPE 0.006633 0.365609 0.018142 0.9856 C 0.058644 2.259931 0.025949 0.9794 RESID(-1) 0.125156 0.131957 0.948458 0.3467 R-squared 0.014771 Mean dependent var 1.89E-16 Adjusted R-squared -0.083751 S.D. dependent var 1.365692 S.E. of regression 1.421732 Akaike info criterion 3.640236 Sum squared resid 121.2793 Schwarz criterion 3.870577 Log likelihood -114.9479 Hannan-Quinn criter. 3.731382 F-statistic 0.149929 Durbin-Watson stat 1.982571 Prob(F-statistic) 0.988387
Để xem xét giả thiết về phƣơng sai không đổi của các sai số hay còn đƣợc gọi là giả thiết về hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi, tác giả đã tiến hành kiểm định White trên phần mềm Eviews. Kết quả kiểm định đƣợc trình bày trong Bảng 4.6.
Bảng 4.6 Kết quả kiểm định White
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 3.371794 Prob. F(19,47) 0.0004 Obs*R-squared 38.64700 Prob. Chi-Square(19) 0.0049 Scaled explained SS 113.1847 Prob. Chi-Square(19) 0.0000
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares
Date: 09/20/13 Time: 10:18 Sample: 1 67
Included observations: 67
Collinear test regressors dropped from specification
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 32.85447 71.64265 0.458588 0.6486 LNAGE 12.45231 7.256596 1.715999 0.0927 LNAGE^2 0.807858 0.256405 3.150710 0.0028 LNAGE*LNSIZE -1.042818 0.412696 -2.526845 0.0149 LNAGE*PO 4.52E-06 1.15E-05 0.394654 0.6949 LNAGE*TUR 10.93719 47.83775 0.228631 0.8201 LNAGE*TYPE 2.058104 0.877379 2.345742 0.0233 LNSIZE -4.514560 8.170176 -0.552566 0.5832 LNSIZE^2 0.186348 0.234671 0.794082 0.4311 LNSIZE*PO 6.03E-06 5.40E-06 1.116932 0.2697 LNSIZE*TUR -12.82581 61.92372 -0.207123 0.8368 LNSIZE*TYPE -0.161729 0.788951 -0.204993 0.8385 PO -0.000132 9.07E-05 -1.453756 0.1527 PO^2 9.29E-12 1.27E-11 0.729992 0.4690 PO*TUR 0.000559 0.001020 0.548070 0.5862
PO*TYPE 1.57E-05 2.30E-05 0.679131 0.5004 TUR 84.77205 1064.113 0.079665 0.9368 TUR^2 -544.4116 2961.143 -0.183852 0.8549 TUR*TYPE 90.81438 107.5745 0.844200 0.4028 TYPE -3.503092 13.76522 -0.254489 0.8002 R-squared 0.576821 Mean dependent var 1.837278 Adjusted R-squared 0.405749 S.D. dependent var 4.920806 S.E. of regression 3.793337 Akaike info criterion 5.746839 Sum squared resid 676.3020 Schwarz criterion 6.404956 Log likelihood -172.5191 Hannan-Quinn criter. 6.007258 F-statistic 3.371794 Durbin-Watson stat 2.227405 Prob(F-statistic) 0.000360
Qua Bảng 4.6 ta có thể thấy giá trị Prob.Chi-Square = 0.0049 < 0.05, điều này bác bỏ giả thiết cho rằng mơ hình nghiên cứu khơng bị hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi. Nhƣ vậy, mơ hình nghiên cứu có tồn tại hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi. Do đó, để các kết quả ƣớc lƣợng về hệ số hồi quy đáng tin cậy hơn, tác giả đã sử dụng ƣớc lƣợng Robust theo đề xuất của White để hiệu chỉnh phƣơng sai thay đổi. Kết quả đƣợc trình bày trong Bảng 4.7.
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy OLS có hiệu chỉnh phƣơng sai thay đổi
Dependent Variable: IR Method: Least Squares Sample: 1 67
Included observations: 67
White Heteroskedasticity-Consistent Standard Errors & Covariance
LNAGE -0.587191 0.305384 -1.922794 0.0592** LNSIZE 0.171861 0.132212 1.299897 0.1985 PO -1.27E-06 3.93E-07 -3.223141 0.0020* TUR -7.367479 9.825452 -0.749836 0.4562 TYPE -0.376010 0.413241 -0.909905 0.3665 C -0.985427 1.920837 -0.513019 0.6098 R-squared 0.258874 Mean dependent var 0.317273 Adjusted R-squared 0.198126 S.D. dependent var 1.586378 S.E. of regression 1.420561 Akaike info criterion 3.625267 Sum squared resid 123.0976 Schwarz criterion 3.822702 Log likelihood -115.4464 Hannan-Quinn criter. 3.703392 F-statistic 4.261434 Durbin-Watson stat 1.748564 Prob(F-statistic) 0.002178
* Có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1% ** Có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10%
Bảng 4.7 trình bày kết quả của mơ hình hồi quy tuyến tính bằng phƣơng pháp ƣớc lƣợng bình phƣơng bé nhất có hiệu chỉnh phƣơng sai thay đổi. Giá trị Prob(F-statistic) = 0.002178 < 0.05 nên mơ hình hồi quy thực sự có ý nghĩa. Kết quả là bằng chứng cho thấy tại Việt Nam tồn tại hiện tượng định dưới giá IPO trong ngắn hạn với mức độ
định dưới giá trung bình là 31.73%, với tỷ suất sinh lợi cao nhất lên đến 863.39%, tỷ
lệ này thuộc về Tổng công ty cổ phần Khoan và Dịch vụ khoan dầu khí. Trong khi đó, tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên thấp nhất là -94.82% lại thuộc về công ty cổ phần Xây dựng Cotec. Độ lệch chuẩn là 158.6%, giá trị độ lệch chuẩn cao cho thấy mức độ định dƣới giá IPO của các cuộc IPO trong mẫu phân tán khá rộng. Sự phân tán của tỷ suất sinh lợi cịn đƣợc minh họa trong Hình 4.1.
10 8 6 4 2 0 -2 41
Hình 4.1: Tỷ suất sinh lợi của các công ty trong mẫu
42
Quan sát Bảng 4.7 cho thấy giá trị của R2 bằng 25.89%. Điều đó nghĩa là có khoảng 25.89% sự thay đổi của tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên có thể đƣợc giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình. Và để thảo luận về sự tác động của các các yếu tố ảnh hƣởng đến định dƣới giá IPO trong ngắn hạn tại Việt Nam, tác giả tiến hành phân tích dựa trên kết quả hồi quy thu đƣợc nhƣ sau:
4.2.1 Quy mô phát hành
Kết quả hồi quy chỉ ra giá trị p-value của yếu tố quy mô phát hành bằng 0.1985 > 0.05, nên quy mô phát hành không tác động đến mức độ định dưới giá IPO trong ngắn hạn tại Việt Nam. Kết quả này khác với giả thuyết 1 và khác với kết quả nghiên cứu
của Xisheng Wang (2012).
Theo các nghiên cứu trƣớc đây, phát hành lần đầu với quy mơ lớn có thể làm tăng sự chắc chắn về hiệu quả hoạt động của công ty phát hành. Những đợt IPO lớn hơn đƣợc phát hành bởi những cơng ty có hiệu quả hoạt động tốt hơn. Tuy nhiên, trong thị trƣờng Việt Nam, có vẻ nhƣ các nhà đầu tƣ khơng xem đây là một yếu tố chủ yếu để đánh giá sự chắc chắn về hiệu quả hoạt động của công ty và hiệu quả đầu tƣ của chứng khoán trong tƣơng lai. Chẳng hạn nhƣ, Công ty Cổ phần Dƣợc phẩm Bến Tre với số lƣợng phát hành chỉ hơn ba triệu cổ phiếu đƣợc xem là có quy mơ phát hành nhỏ so với các công ty trong mẫu. Theo lý thuyết, cổ phiếu này lẽ ra phải đƣợc định dƣới giá ở mức độ cao, nghĩa là tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên phải đạt đƣợc giá trị dƣơng. Nhƣng kết quả cho thấy điều ngƣợc lại, tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên của công ty này đạt giá trị -32%, tức là cổ phiếu đƣợc định trên giá. Điều này là trái với lý thuyết. Tƣơng tự, Công ty cổ phần Nhiệt điện Phả Lại với số lƣợng phát hành lớn, lên đến hơn ba trăm triệu cổ phiếu, nhƣng lại có tỷ suất sinh lợi đạt đƣợc là 256%.
Điều này có thể đƣợc giải thích bởi thời điểm mà các công ty này đấu giá và tiến hành niêm yết. Bắt đầu từ tháng 9 năm 2005 đã chứng kiến một làn sóng IPO mạnh mẽ của thị trƣờng và các cổ phiếu phát hành tại thời điểm này có giá đấu thành cơng rất cao.
Cơng ty cổ phần Nhiệt điện Phả Lại tham gia đấu giá vào năm 2005 và niêm yết vào năm 2006, thời điểm này có thể đƣợc xem nhƣ “Thị trường phát hành nóng” nên mức độ định dƣới giá của các cổ phiếu rất cao. Nhƣng khoảng thời gian từ năm 2008 trở đi, tác động khủng hoảng tài chính thế giới đã khiến cho thị trƣờng chứng khoán Việt Nam sụt giảm mạnh. Các tổ chức phát hành tham gia đấu giá trƣớc khủng hoảng và niêm yết sau khủng hoảng có giá giao dịch ngày đầu tiên rất thấp so với giá IPO. Đó cũng chính là lý giải cho trƣờng hợp của Công ty Cổ phần Dƣợc phẩm Bến Tre.
4.2.2 Giá IPO
Quan sát Bảng 4.7 về kết quả của mơ hình hồi quy đã hiệu chỉnh phƣơng sai thay đổi, ta có thể thấy giá trị p-value của biến Po là 0.002. Vì vậy, yếu tố giá IPO có tác động lên mức độ định dƣới giá tại Việt Nam với mức ý nghĩa thống kê 1%. Hệ số hồi quy của biến P0 âm nên mối quan hệ này là ngƣợc chiều, nghĩa là giá IPO càng cao thì mức độ định dưới giá càng thấp và ngược lại.
Kết quả này phù hợp với giả thiết 2 và phù hợp với kết quả nghiên cứu trƣớc đây của
Abdelkader Boudriga và Sarra Ben Slama và Neila Boulila (2009), Xisheng Wang (2012). Ibbotson (1998) cũng tìm thấy rằng các cơng ty đƣa ra mức giá phát hành thấp
thì mức độ định dƣới giá cao. Nghiên cứu về vấn đề này tại Việt Nam, TS. Trần Thị Hải Lý sử dụng giá khởi điểm đại diện cho yếu tố giá phát hành lần đầu, cũng cho thấy
có mối tƣơng quan âm giữa giá phát hành ban đầu với mức độ định dƣới giá.
Theo Fernando (1999), giá phát hành lần đầu của các cuộc IPO có thể cho biết sự tồn tại của việc định dƣới giá. Nhƣ đã đề cập từ phần lý thuyết, các công ty phát hành sẽ muốn định dƣới giá IPO để thu hút những nhà đầu tƣ nhỏ tham gia mua cổ phiếu. Hơn nữa, đối với nhà đầu tƣ, họ cũng muốn đƣợc mua cổ phiếu với giá tốt để bù đắp cho những thông tin mà họ không nhận đƣợc.
4.2.3 Tỷ lệ doanh thu trong ngày giao dịch đầu tiên
Giá trị p-value của tỷ lệ doanh thu là 0.4562 > 0.05, vì vậy tỷ lệ doanh thu trong ngày giao dịch đầu tiên khơng có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích mức độ định dƣới giá IPO trong thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Xisheng Wang (2012).
Tuy nhiên, ZhouYuanlan (2011) khi nghiên cứu đối với thị trƣờng chứng khoán Thâm Quyến lại cho kết quả ngƣợc lại, tức là tỷ lệ doanh thu trong ngày giao dịch đầu tiên
có mối tương quan dương với mức độ định dưới giá.
Theo quan điểm lý thuyết, các đợt IPO với tỷ lệ doanh thu ngày đầu tiên càng cao thì mức độ định dƣới giá càng cao, điều này ngụ ý rằng thị trƣờng có tính đầu cơ và các nhà đầu tƣ quan tâm nhiều hơn đến đầu tƣ ngắn hạn. Tuy nhiên, thị trƣờng chứng khoán Việt Nam có độ trễ niêm yết khá lớn. Độ trễ niêm yết trung bình trong mẫu lên đến 619 ngày. Trong khoảng thời gian từ ngày IPO đến ngày giao dịch đầu tiên, có sự chuyển nhƣợng cổ phần khơng chính thức giữa các nhà đầu tƣ nên số lƣợng cổ phiếu giao dịch ngày đầu tiên khơng phản ánh chính xác nhu cầu đầu tƣ trong ngắn hạn của nhà đầu tƣ và tính đầu cơ của thị trƣờng.
4.2.4 Thâm niên hoạt động của công ty
Kết quả hồi quy cho thấy giá trị p-value của biến Lnage bằng 0.0592 > 0.1, vì vậy
thâm niên hoạt động của cơng ty có tác động đến việc định dưới giá nhưng mức độ tác động không thực sự mạnh (hệ số hồi quy có ý nghĩa ở mức 10%). Hệ số hồi quy
âm cũng cho thấy mối quan hệ ngƣợc chiều giữa thâm niên và mức độ định dƣới giá. Kết quả này phù hợp với giả thuyết đặt ra. Ngoài ra, Kirkulak và Davis (2005) cũng
tìm thấy tƣơng quan âm giữa thâm niên hoạt động của công ty và mức độ định dƣới giá ở Nhật Bản giai đoạn từ năm 1998 đến năm 2002. Lowry (2008) tìm thấy rằng thâm niên hoạt động của công ty càng cao thì mức độ định dƣới giá càng thấp. Tian (2011) cũng tìm thấy kết quả tƣơng tự trong một nghiên cứu các cuộc IPO ở Trung