Tải bản đầy đủ
3 Kiểm định độ tin cậy của mô hình

3 Kiểm định độ tin cậy của mô hình

Tải bản đầy đủ

-44-

Mar 3
F-statistic

2.786731

Prob. F(35,13)

0.0257

Obs*R-squared

43.23715

Prob. Chi-Square(35)

0.1599

Với kiểm định về hiện tượng tự tương quan, kết quả ở bảng 4.9 cho thấy các sai số
ngẫu nhiên của các quan sát không có sự phụ thuộc lẫn nhau.
Bảng 4.9 - Kiểm định tự tương quan trong ba mô hình hồi quy

Heteroskedasticity Test: Breusch-Godfrey Serial Correlation
LM Test
Mar 1
F-statistic

0.409024

Prob. F(2,39)

0.6671

Obs*R-squared

1.006688

Prob. Chi-Square(2)

0.6045

Mar 2
F-statistic

0.318945

Prob. F(2,39)

0.7288

Obs*R-squared

0.788553

Prob. Chi-Square(2)

0.6742

Mar 3
F-statistic

0.313804

Prob. F(2,39)

0.7325

Obs*R-squared

0.776044

Prob. Chi-Square(2)

0.6784

-45-

Theo kết quả từ kiểm định Ramsey Reset từ bảng 4.10, ta thấy Pro từ các kiểm định
cho ba mô hình đều nhỏ hơn mức alpha 1%, bác bỏ giả thuyết Ho – mô hình không
bỏ sót biến. Như vậy, mô hình hiện tại vẫn chưa có đầy đủ biến. Do đó, tôi sẽ tiến
hành kiểm định ba mô hình trên với từng biến kiểm soát để xem xét liệu có thể bổ
sung thêm nhân tố giải thích cho mức độ định dưới giá IPO vào mô hình hiện tại
hay không.
Bảng 4.10 - Kiểm định thiếu biến trong ba mô hình hồi quy

Heteroskedasticity Test: Ramsey RESET Test
Mar 1
F-statistic

13.54371

Prob. F(1,40)

0.0007

Log likelihood ratio

14.28933

Prob. Chi-Square(1)

0.0002

Mar 2
F-statistic

11.60965

Prob. F(1,40)

0.0015

Log likelihood ratio

12.48664

Prob. Chi-Square(1)

0.0004

Heteroskedasticity Test: Ramsey RESET Test
Mar 3
F-statistic

9.903461

Prob. F(1,40)

0.0031

Log likelihood ratio

10.83933

Prob. Chi-Square(1)

0.0010

-46-

4.4 Kiểm định mô hình với các biến kiểm soát



Sự tham gia của các nhà đầu tư có tổ chức trong IPO được xem xét như một

chứng nhận về chất lượng của công ty, nó làm giảm thiểu mức độ bất ổn, từ đó tỷ
suất sinh lợi giao dịch ngày đầu tiên sẽ thấp hơn, nói cách khác mức độ định dưới
giá IPO sẽ giảm đi. Đây là kết quả nghiên cứu của Ljungqvist và cộng sự (2006).
Với nhân tố này, tôi sử dụng biến giả với 1 là cuộc IPO có sự tham gia của các nhà

đầu tư có tổ chức và 0 không có sự tham gia của các nhà đầu tư có tổ chức. Tuy
nhiên, qua xem xét mẫu, tất cả các đợt IPO trên sàn HOSE đều có sự tham gia của
nhà đầu tư tổ chức, do đó không đưa biến này vào mô hình.



Lĩnh vực hoạt động của công ty phát hành. Theo Daily và cộng sự (2005),

Lee và cộng sự (2001) sử dụng lĩnh vực kinh doanh để phân biệt công ty có trình độ
công nghệ cao hay thấp. Tuy nhiên, tại thị trường Việt Nam không thể kiểm định
yếu tố này vì không có công ty nào được xếp loại theo cách này. Một xem xét khác
từ nghiên cứu của của Alli và cộng sự (1994) với mẫu gồm 185 tổ chức tài chính và
1361 tổ chức phi tài chính trong suốt giai đoạn từ tháng 1 năm 1983 đến tháng 12
năm 1987, cho thấy những công ty tài chính có tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu
tiên thấp hơn so với những công ty phi tài chính. Kết quả nghiên cứu được củng cố
bởi các nghiên cứu của Cagle và Porter, 1996; Tinic, 1988. Do vậy, tôi chia mẫu
thành hai nhóm theo cách thức phân loại lĩnh vực hoạt động như ba nghiên cứu trên,

đó là những công ty tài chính và phi tài chính. Do mẫu các công ty tài chính nhỏ,
chỉ có 3/49 mẫu theo định nghĩa là tổ chức tín dụng, bảo hiểm. Thêm nữa, tại Việt
Nam trong giai đoạn khảo sát mẫu, các công ty bất động sản có quan hệ mật thiết
trong vay vốn ngân hàng, là những khách hàng lớn nên có sự tương quan về mức độ
suất sinh lợi, mức độ rủi ro khá cao cùng với các ngân hàng, do đó tôi sắp xếp công
ty bất động sản vào nhóm công ty tài chính. Với phân nhóm này, mẫu tăng lên là 9.
Theo đó, biến giả IFi là 1 với công ty tài chính và 0 với công ty phi tài chính. Kết
quả hồi quy trong bảng 4.11 cho thấy mối quan hệ thuận chiều giữa mức độ định
dưới giá IPO trong lần lượt ba ngày giao dịch đầu tiên với những công ty tài chính,

-47-

tuy không có ý nghĩa thống kê nhưng kết quả này là phản ánh đúng thực trạng rút ra

được từ thống kê. Không có sự khác biệt trong mức độ định dưới giá giữa công ty
tài chính và phi tài chính khi IPO thì phù hợp theo nghiên cứu của Firth (1997). Vì
việc phân nhóm không có ý nghĩa thống kế, nên không kiểm tra lại bằng robust test

đối với mẫu nhỏ.


Nhiều nghiên cứu trước đây đã xem xét về sự ảnh hưởng của điều kiện thị

trường lên tỷ suất sinh lợi ban đầu. Nghiên cứu của Ghosh (2005) đối với 1842 đợt
IPO trên thị trường Ấn Độ tại BSE cho thấy mức độ định dưới giá thấp hơn trong

điều kiện thị trường sôi động, đang đi lên với lý giải, trong điều kiện thị trường như
vậy, mức bù rủi ro cho các nhà đầu tư cũng sẽ ít hơn. Theo Derrien, Francois, và
Kent L. Womack, 2002, nghiên cứu cũng cho thấy điều kiện thị trường nóng hay

đóng băng cũng dự báo được mức độ định dưới giá. Tôi sử dụng phương pháp theo
nghiên cứu của Derrien và các cộng sự (2002), theo đó điều kiện thị trường được đo
lường bằng tỷ suất thị trường trong 3 tháng trước khi niêm yết. Biến IMA được đưa
thêm vào mô hình để tiến hành kiểm định. Kết quả kiểm định trình bày trong bảng
4.11 cho thấy có mối tương quan nghịch chiều giữa mức độ định dưới giá IPO với

điều kiện thị trường tương đồng với các nghiên cứu trước đây, tuy nhiên kết quả
này không có ý nghĩa thống kê. Có thể thời gian lấy mẫu không kéo dài, không trải
qua nhiều giai đoạn thăng trầm của thị trường nên kết quả đưa ra chưa đủ mức tin
cậy.
Tóm lại, từ những xem xét các lý thuyết tổng quan về các nhân tố ảnh hưởng đến
mức độ định dưới giá, tôi đã lựa chọn ba biến kiểm soát để đưa vào mô hình là sự
tham gia của nhà đầu tư có tổ chức, lĩnh vực kinh doanh là tài chính và phi tài
chính, điều kiện thị trường. Tuy nhiên, kết quả đưa ra không như mong đợi, không
có ý nghĩa thống kê. Như vậy, mô hình vẫn chưa đầy đủ các nhân tố giải thích cho
mức độ định dưới giá IPO tại HOSE, những nhân tố này chưa được đề cập trong bài
nghiên cứu. Đây cũng là một trong những hạn chế của bài nghiên cứu này.