Tải bản đầy đủ - 0 (trang)
2 Các nghiên cứu về tỷ suất sinh lợi cổ phiếu phát hành lần đầu ra công chúng so với tỷ suất sinh lợi thị trƣờng trong dài hạn

2 Các nghiên cứu về tỷ suất sinh lợi cổ phiếu phát hành lần đầu ra công chúng so với tỷ suất sinh lợi thị trƣờng trong dài hạn

Tải bản đầy đủ - 0trang

-10-



(1)



Sự lạc quan quá mức và hành động thái quá của các nhà đầu tƣ.



Một vài đợt IPO thành công với việc định giá cao. Các nhà đầu tư kỳ vọng rằng

việc IPO thực hiện trước sẽ tạo lợi nhuận khi công ty thực hiện niêm yết. Nhiều

nhà đầu tư thất bại thừa nhận rằng tăng trưởng lợi nhuận trong ngắn hạn sẽ được

hòa nhập ngược lại trong dài hạn, thậm chí còn có thể bị lỗ. Hiện tượng này được

giải thích là do thị trường dần dần phản ảnh đúng với các hành động thái quá.

(2)



Vấn đề chi phí đại diện liên quan đến dòng tiền thu từ đợt IPO.



Zheng (2007) cho rằng vấn đề chi phí đại diện sẽ ảnh hưởng đến dòng tiền tăng

lên từ đợt IPO và sẽ được chuyển hóa làm IPO được định giá cao trong ngắn hạn

và tỷ suất sinh lợi cổ phiếu IPO tăng trưởng thấp hơn tỷ suất sinh lợi thị trường

(underperformance) trong dài hạn.

(3)



Sự không chắc chắn về giá trị của công ty IPO cũng ảnh hƣởng đến tỷ



suất sinh lợi của cơng ty.

Houge, Loughran, Suchanek and Yan (2001) tìm thấy các cơng ty có khoảng cách

giữa giá chào mua và chào bán rộng, tỷ lệ mua đi bán lại cao và niêm yết chậm

trễ có tỷ suất sinh lợi thấp hơn so với thị trường trong dài hạn. Những đặc điểm

này cho thấy sự không chắc chắn về giá trị cơng ty IPO có thể đem lại tỷ suất sinh

lợi cao hơn so với tỷ suất sinh lợi thị trường trong ngắn hạn nhưng lại có tỷ suất

sinh lợi thấp hơn tỷ suất sinh lợi thị trường trong dài hạn.

(4)



Hạn chế chuyển nhƣợng sẽ hết hiệu lực làm gia tăng nguồn cung trong



dài hạn.

Sau 180 ngày số lượng cổ phiếu bị hạn chế chuyển nhượng của cổ đông nội bộ và

cổ đông sáng lập sẽ hết hiệu lực. Theo Zheng (2007), Ogden et al (2003) tương

đương 65% cổ phiếu đang lưu hành bị hạn chế trong 6 tháng. Do đó, nguồn cung

cổ phiếu được phép giao dịch sẽ gia tăng làm giảm áp lực cầu cổ phiếu.



-11-



Ý kiến thứ hai: Tỷ suất sinh lợi cổ phiếu phát hành lần đầu ra công chúng có thế

thấ p hơn hoặc cao hơn tỷ suất sinh lợi thị trường trong dài hạn và xác suất xảy ra

là ngang bằng nhau.

Nhiều nghiên cứu gần đây đã cho kết quả trái ngược với kế t quả tỷ suất sinh lợi

cổ phiếu IPO thấp hơn tỷ suất sinh lợi thị trường trong dài hạn. Những nhà nghiên

cứu khẳng định thị trường là hoàn hảo, do đó khơng thể dự báo được sự lạc quan

q mức hoặc hành động thái quá của các nhà đầu tư. Có hai cách giải thích chính

cho ý kiế n này, một là phương pháp tin

́ h tỷ suấ t sinh lơ ̣i và hai là đặc điểm công

ty IPO.

Fama (1998) cho rằng tỷ suất sinh lợi cổ phiếu IPO thấp hơn so với tỷ suất sinh

lợi thị trường sẽ được loại bỏ nếu ứng dụng kỹ thuật điều chỉnh một cách hợp lý,

do đó, tính bất thường có thể độc lập với phương pháp sử dụng. Sự lạc quan quá

mức hoặc hành động quá mức của nhà đầu tư không xảy ra. Nếu thị trường hồn

hảo thì kỳ vọng tỷ suất sinh lợi bất thường sẽ bằng không, tuy nhiên có những bất

thường xảy ra ngẫu nhiên dẫn đến sự lạc quan quá mức của nhà đầu tư.

Gompers and Lerner (2003) nghiên cứu tỷ suất sinh lợi tăng trưởng so với thị

trường trong giai đoạn từ 1935 đến 1972 các đợt IPO ở NASDAQ. Tỷ suất sinh

lợi bất thường được tính bằng tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trừ đi tỷ suất sinh lợi

―danh mục chuẩn‖ là một trong 2 danh mục: tỷ suất sinh lợi của chỉ số CRSP

hoặc tỷ suất sinh lợi của danh mục cùng quy mô hoặc cùng BM. Kết quả cho thấy

tỷ suất sinh lợi bất thường phụ thuộc vào phương pháp đo lường được sử dụng.

Họ phát hiện ra rằng sử dụng tỷ suất sinh lợi bất thường ―mua‖ và ―giữ‖ (BHAR)

sẽ xuất hiện tỷ suất sinh lợi tăng trưởng thấp hơn thị trường. Tỷ suất sinh lợi tăng

trưởng thấp hơn so với tỷ suất sinh lợi CRSP là 16.7% sau 3 năm và 21% sau 5

năm, dữ liệu từ năm 1972. Trong giai đoạn sau năm 1972, tỷ suất sinh lợi các

công ty IPO sụt giảm mạnh, tỷ suất sinh lợi giảm 6.3% sau 3 năm và giảm 11%

sau 5 năm, tỷ suất sinh lợi tăng trưởng thấp hơn so với tỷ suất sinh lợi CRSP là 20% sau 3 năm và -35% sau 5 năm. Ngược lại, nếu sử dụng tỷ suất sinh lợi bất



-12-



thường tích lũy (CAR) thì sẽ loại bỏ được sai lệch vì hạn chế được ảnh hưởng kép

trong những năm tỷ suất sinh lợi giảm mạnh. Tỷ suất sinh lợi bất thường bằng tỷ

suất sinh lợi của cổ phiếu trừ đi tỷ suất sinh lợi ―danh mục chuẩn‖. CAR bằng

tổng của tỷ suất sinh lợi bất thường trong 3 năm hoặc 5 năm. Kết quả so sánh với

chỉ sớ CRSP cho thấy BHAR có biến động mạnh hơn: tăng nhiều hơn khi thị

trường tốt và giảm nhiều hơn khi thị trường sụt giảm so với CAR.

Brav and Gompers (1997) chứng minh rằng đặc điểm công ty IPO ảnh hưởng đến

tỷ suất sinh lợi trong tương lai. Khi các đặc điểm công ty được cân nhắc trong tỷ

suất sinh lợi bất thường để đo lường sẽ làm giảm đáng kể. Đồng thời họ cũng tạo

ra các danh mục khác nhau dựa trên quy mô và tỷ lệ BM. Sau đó sử dụng danh

mục chuẩn để kiểm sốt các biến khác và tìm kiếm tỷ suất sinh lợi bất thường. Họ

kết luận rằng, nhiều đợt IPO ở các công ty quy mô nhỏ tỷ suất sinh lợi thấp hơn

so với tỷ suất sinh lợi thị trường với tỷ trọng mẫu bằng nhau. Đồng thời IPO với

tỷ suất sinh lợi tăng trưởng thấp hơn thị trường là giống nhau ở các cơng ty có

cùng quy mơ và cùng tỷ lệ BM. Do đó, trong dài hạn IPO với tỷ suất sinh lợi

công ty IPO thấp hơn tỷ suất sinh lợi thị trường chỉ giới hạn ở các cơng ty có quy

mô nhỏ.



-13-



2.3. Tóm tắ t các bài nghiên cứu

Bảng tổng hợp các nghiên cứu về tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ảnh hƣởng sự kiện IPO

STT



Biến



Kỳ vọng tƣơng



Các nghiên cứu thực nghiệm



quan

Miller and Reilly (1987), Allen and

>0 (overperformance)



Faulhaber(1989),Rock(1986),



trong ngắn hạn

Gavriel Ayi Ayayi (2011)

1



Tỷ suất sinh lợi bất

thường tích lũy



<0 (underperformance) Loughran, Ritter and Rydqvist (1994),

trong dài hạn

=0



Ogden et al (2003), Zheng (2007)

Fama (1998), Gompers and Lerner

(2003), Brav and Gompers (1997)

Gompers and Lerner (2003)



2



Quy mô phát hành



+

Saro and Chenine (2007)



3



Tỷ lệ cổ phiếu tự do lưu

hành



-



Khối lượng giao dịch

4



ngày đầu tiên/ số lượng



Ogden et al (2003), Zheng (2007)



Ellis (2006)

+

Saro and Chenine (2007)



cổ phiếu chào bán

Tỷ suất sinh lợi thị

5



trường tháng trước khi



+



Ogden et al (2003), Fama (1998)



IPO

6



7

8



Thời gian từ IPO đến

niêm yết

Tổ chức bảo lãnh phát

hành

Thị trường niêm yết



-



Houge, Loughran, Suchanek and Yan

(2001)



+



Saro and Chenine (2007)



+



Saro and Chenine (2007)



-14-



Dựa vào bài nghiên cứu “Return Behavior of Initial Public Offerings and Market

Efficiency” của tác giả Fernando Belden Saro và Mohammad Tayseer Chenine

thực hiện vào năm 2007 ở thị trường chứng khoán Mỹ với các nội dung nghiên

cứu chính về hành vi IPO sau khi có khủng hoảng kinh tế Mỹ từ bong bó ng Dot

com. Kết quả nghiên cứu của 2 tác giả trên cho thấy trong dài hạn tỷ suất sinh lợi

của các cổ phiếu ảnh hưởng từ sự kiện IPO có xu hướng gần về giá trị 0- ủng hộ

cho lý thuyết thị trường hoàn hảo. Đồng thời, các nhân tố tỷ lệ cổ phiếu tự do lưu

hành và tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu 1 tháng trước khi IPO, được tìm thấy có ý

nghĩa và ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi trong ngắn hạn. Trong dài hạn, yếu tố thị

trường sau khi niêm yết và khối lượng cổ phiếu ngày đầu tiên giao dịch ảnh

hưởng đến tỷ suất sinh lợi của các công ty ảnh hưởng bởi sự kiện IPO.

Xuất phát từ 2 mục tiêu: (1) kiểm định lại một lần nữa kết luận của Gavriel Ayi

Ayayi (2011) về định giá thấp của các doanh nghiệp IPO tại thị trường Việt Nam;

(2) nghiên cứu ứng dụng các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi từ sự kiện

IPO của Fernando Belden Saro và Mohammad Tayseer Chenine (2007) tại thị

trường Việt Nam – thị trường mới nổi, có sự khác biệt so với thị trường chứng

khốn Mỹ - thị trường phát triển. Do đó, bài nghiên cứu của tôi sẽ tập trung vào

giải quyết 2 mục tiêu trên.



-15-



CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1. Dữ liệu nghiên cứu

Tổng số mẫu sử dụng trong nghiên cứu bao gồm 409 công ty thuộc hai sàn HOSE

và HNX. Thời gian nghiên cứu từ năm 2001- 2012. Nguyên nhân lựa chọn dữ

liệu thu thập bắt đầu từ năm 2001- sau 1 năm kể từ khi thị trường chứng khoán

Việt Nam được thành lập vào năm 2000, vì việc thu thập dữ liệu về giá chào bán

của 2 công ty REE và SAM gặp khó khăn khi khơng tìm thấy từ nguồn dữ liệu từ

sở giao dịch chứng khốn TP.Hồ Chí Minh. Bên cạnh đó, dữ liệu đấu giá lần đầu

ra cơng chúng của hầu hết các công ty cùng thời điểm với thời điểm niêm yết lần

đầu, do đó trong luận văn sẽ sử dụng dữ liệu niêm yết lần đầu. Dữ liệu bắt đầu

năm 2001 thì năm 2002 và 2003, 2004 sẽ được xem là năm thứ 1 và thứ 2, thứ 3

kể từ sau khi niêm yết lần đầu ra cơng chúng. Do đó với dữ liệu về các cơng ty

IPO ở thị trường Việt Nam kết thúc vào năm 2009 thì năm 2010, 2011, 2012

được sử dụng phân tích trong dài hạn 1 năm, 2 năm và 3 năm sau khi niêm yết

lần đầu ra cơng chúng.

Bên cạnh đó, các dữ liệu công ty giao dịch trên thị trường OTC cũng khó tìm thấy

do tính thanh khoản kém. Do đó, trong bài nghiên cứu chỉ tập trung vào 2 sàn

chính là HOSE và HNX cho việc lựa chọn sàn niêm yết sau khi phát hành lần đầu

ra công chúng.

Danh sách các công ty IPO và giá chào bán được thu thập từ ủy ban chứng khoán

nhà nước (SSC), bản cáo bạch của các công ty niêm yết. Dữ liệu giá phiên giao

dịch đầu tiên được thu thập từ website www.cafef.vn.

3.2. Mô tả biến nghiên cứu

Theo các nghiên cứu củaFama (1998) và Gompers and Lerner (2003), Ellis

(2006), Ogden et al (2003), đồng thời dựa vào bài nghiên cứu chính của Fernando

Belden Saro và Mohammad Tayseer Chenine (2007), các biến sau được được đưa

vào mơ hình nghiên cứu:



-16-



 Biến tỷ suất sinh lợi bất thƣờng tích lũy CARs: Để có thể phát hiện ra

ảnh hưởng sự kiện IPO đến tỷ suất sinh lợi bất thường, trong luận văn tôi

sử dụng phương pháp tỷ suất sinh lơ ̣i bấ t thườn g tích lũy (CARs). Phương

pháp đo lường CAR được lựa chọn dựa trên nghiên cứu của Fama (1998)

và Gompers and Lerner (2003).

Rit = αi + βRmt + it

Với it là tỷ suất sinh lợi bất thường

ε*it = Rit - αi - βRmt

ε*it = Rit – E[Rit|Ωit ]

Bởi vì doanh nghiệp phát hành lần đầu ra cơng chúng IPO khơng có dữ

liệu q khứ, do đó mơ hình thị trường được điều chỉnh. Mơ hình đơn giản

nhất được thiết lập với αi = 0 và βi = 1.

ε*it = Rit - Rmt

Do đó, tỷ suất sinh lợi bất thường mỗi ngày bằng chênh lệch tỷ suất sinh

lợi của cổ phiế u IPO và tỷ suất sinh lợi VN-index. Tổng tỷ suất sinh lợi bất

thường tić h lũy là t ỷ suất sinh lợi bất thường tích lũy CAR trong mỗi giai

đoạn.CAR từ sự kiê ̣n IPO công ty i từ ngày t1 đến ngày t2 được xác định là:

CARi (t1, t2 ) = y  ε*i

Với γ’ là vector của 1 từ t1 đến t2.

Tâ ̣p hơ ̣p tổ ng CAR của các cổ phiế u

CAR (tl,t2) =



1

N



N







CARi(tl,t2)



i 1



Tỷ suất sinh lợi bất thƣờng tích lũy trong ngắn hạn: 1 ngày, 4 ngày, 5

ngày sau khi niêm yết. Trong đó, tỷ suất sinh lợi trong 1 ngày được đo

lường định giá thấp bằng chênh lệch giữa giá ngày giao dịch đầu tiên và

giá chào bán do tổ chức bảo lãnh phát hành xác định.



-17-



Tỷ suất sinh lợi bất thƣờng tích lũy trong dài hạn: được xác định là tỷ

suất sinh lợi bất thường 1 năm, 2 năm và 3 năm sau khi niêm yết. Mục

đích để kiểm định ý kiến thị trường là hoàn hảo của Fama (1998) kỳ vọng

tỷ suất sinh lợi bất thường sẽ bằng khơng. Do đó, khơng có nhân tố nào

ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi.

 Logarit tự nhiên của quy mô phát hành: Được đo lường bằng tích của

khới lượng cổ phiếu lần đầu phát hành và giá chào bán lần đầu ra công

chúng. Công ty càng lớn thì càng có mới tương quan với thị trường. Do đó,

kỳ vọng rằng quy mơ phát hành càng lớn thì tỷ suất sinh lợi so với tỷ suất

sinh lợi thị trường càng cao (Gompers and Lerner 2003). Sử dụng logarit

tự nhiên nhằm mục đích điều chỉnh các ảnh hưởng của các dữ liệu bất

thường.

 Tỷ lệ cổ phiếu tự do lƣu hành (float): được đo lường bằng tỷ lệ giữa số

lươ ̣ng cổ phiếu tự do lưu hành chia cho số lượng cổ phiếu chào bán trong

đợt phát hành lần đầu ra cơng chúng. Biến float có 2 hướng ảnh hưởng.

Một là, tỷ lệ cổ phiếu tự do lưu hành thấp làm giới hạn nguồn cung cổ

phiếu ảnh hưởng tích cực đến giá chứng khốn- có thể làm tăng giá chứng

khoán. Tuy nhiên, nếu tỷ lệ cổ phiếu tự do lưu hành quá thấp sẽ ảnh hưởng

đến thanh khoản của cổ phiếu do đó sẽ gây bất lợi cho cổ phiếu (Ogden et

al 2003).

 Khối lƣợng giao dịch ngày đầu tiên/ số lƣợng cổ phiếu chào bán: được

đo lường bằng khối lượng giao dịch ngày đầu tiên chia cho sớ lượng cổ

phiếu chào bán. Có mới tương quan cùng chiều giữa tỷ suất sinh lợi cổ

phiế u IPO và khối lượng giao dịch ngày đầu tiên. Một cuộc IPO ―thu hút‖

có tỷ suất sinh lợi cao và khới lượng giao dịch ngày đầu tiên lớn, ngược lại

một cuộc IPO ―lạnh‖ có tỷ suất sinh lợi thấp và khới lượng giao dịch ngày

đầu tiên nhỏ (Ellis 2005).



-18-



 Tỷ suất sinh lợi thị trƣờng tháng trƣớc khi IPO: Theo các ý kiến của

Ogden et al (2003) và Fama (1998) cho rằng một công ty IPO thành công

khi chọn thời điểm thích hợp – được đo lường bằng tỷ suất sinh lợi thị

trường tháng trước khi IPO. Trong mơ hình nghiên cứu, tơi sử dụng tỷ suất

hằng ngày tích lũy thị trường trước khi IPO 1 tháng làm biến độc lập để đo

lường tỷ suất sinh lợi thị trường tháng trước khi IPO. Giả thuyết cho rằng

tỷ suất sinh lợi thị trường 1 tháng trước khi IPO càng cao thì tỷ suất sinh

lợi cổ phiếu càng tăng.

 Thị trƣờng: Theo Fernando Belden Saro and Mohammad Tayseer

Chenine (2007) cho thấy thị trường sau niêm yết sẽ ảnh hưởng đến tỷ suất

sinh lợi của cổ phiếu IPO. Có 3 sàn cơng ty thực hiện niêm yết sau khi IPO

là HSX, HNX và OTC. Các cơng ty niêm yết trên HOSE có tiêu chuẩn cao

hơn so với HNX và HNX thì có những tiêu chuẩn niêm yết cao hơn so với

thị trường OTC. Do đó, giả thuyết nghiên cứu là có mới tương quan đồng

biến giữa thị trường và quy mô phát hành. Biến này được sử dụng là biến

giả với giá trị 1 khi cổ phiếu niêm yết trên HOSE và bằng 0 khi cổ phiếu

niêm yết ở các sàn khác.

 Tổ chức bảo lãnh phát hành: Kết quả nghiên cứu của Fernando Belden

Saro and Mohammad Tayseer Chenine (2007) cho thấy tổ chức bảo lãnh

phát hành ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi. Kỳ vọng là những công ty IPO

được bảo lãnh bởi tổ chức bảo lãnh lớn sẽ có tỷ suất sinh lợi cao hơn thị

trường trong dài hạn. Biến tổ chức bảo lãnh phát hành là biến giả với tổ

chức phát hành lớn có giá trị bằng 1 và ngược lại bằng 0. Các tổ chức bảo

lãnh lớn là những tổ chức thực hiện ít nhất cho 10 cơng ty phát hành lần

đầu ra công chúng.

3.3. Giả thuyết nghiên cứu

Giả thuyết 1: Tỷ suất sinh lợi ảnh hưởng từ sự kiện IPO cao hơn tỷ suất sinh lợi

thị trường (over performance) trong ngắn hạn.



-19-



Giả thuyết 2: Tỷ suất sinh lợi ảnh hưởng từ sự kiện IPO thấp hơn tỷ suất sinh lợi

thị trường (under performance) trong dài hạn.

Giả thuyết 3: Có mối tương quan đồng biến giữa tỷ suất sinh lợi bất thường tích

lũy CARs và quy mơ phát hành.

Giả thuyết 4: Có mới tương quan đồng biến/nghịch biến giữa tỷ suất sinh lợi bất

thường tích lũy CARs và tỷ lệ cổ phiếu tự do lưu hành.

Giả thuyết 5: Có mới tương quan đồng biến giữa tỷ suất sinh lợi bất thường tích

lũy CARs và khới lượng giao dịch ngày đầu tiên niêm yết.

Giả thuyết 6: Có mới tương quan đồng biến giữa tỷ suất sinh lợi bất thường tích

lũy CARs và tỷ suất sinh lợi của thị trường một tháng trước khi niêm yết.

Giả thuyết 7: Có sự khác biệt giữa tỷ suất sinh lợi bất thường tích lũy CARs và

thị trường niêm yết khác nhau.

Giả thuyết 8: Có sự khác biệt giữa tỷ suất sinh lợi bất thường tích lũy CARs và tổ

chức bảo lãnh phát hành khác nhau.

3.4. Đo lƣờng các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lợi bất thƣờng tích lũy

CARs

Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy tuyến tính, sử dụng phương pháp OLS

để xác định các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi bất thường tích lũy CARs

trong ngắn hạn và trong dài hạn.

Mơ hình nghiên cứu:

Ri = 0 + 1SIZEi + 2FLOATi + 3VOLi + 4RETi + 5EXCi + 6UWRi +

Ri =CARi : Tỷ suất sinh lợi bất thường tích lũy

SIZEi: quy mơ phát hành.

FLOATi: tỷ lệ cổ phiếu tự do lưu hành.

VOLi: khối lượng giao dịch trong ngày đầu tiên niêm yết.



-20-



RETi: tỷ suất sinh lợi thị trường 1 tháng trước khi IPO.

EXCi: thị trường (sàn niêm yết).

UWRi: Tổ chức bảo lãnh phát hành.

3.5. Phƣơng pháp kiểm định

3.5. 1. Ma trận tƣơng quan

Mục đích kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến. Trường hợp các biến X có tương

quan với nhau nhưng khơng hồn hảo như dưới đây:



trong đó 1 = 2 =…= k là các hằng số và không đồng thời bằng 0.

Một qui tắc kinh nghiệm khác được nêu ra là nếu hệ số tương quan từng đôi hoặc

bậc 0 giữa hai biến hồi qui độc lập cao, trên 0.8, thì đa cộng tuyến trở thành một

vấn đề nghiêm trọng. Vấn đề đối với tiêu chuẩn này là, mặc dù hệ sớ tương quan

bậc 0 cao có thể cho là có cộng tuyến, nhưng khơng nhất thiết là các hệ sớ này

phải cao thì mới có sự cộng tuyến trong mọi trường hợp cụ thể. Nói theo kỹ thuật,

tương quan bậc 0 cao là điều kiện đủ nhưng không phải là điều kiện cần cho sự

hiện diện của đa cộng tuyến vì đa cộng tuyến có thể tồn tại ngay cả khi hệ số

tương quan đơn hoặc hệ số tương quan bậc 0 tương đối thấp (nhỏ hơn 0.50).

3.5. 2. Kiểm định White Heteroscedasticity

Mục đích nhằm kiểm định giả thiết quan trọng trong mơ hình hồi quy tuyến tính

OLS là phần dư xuất hiện trong hàm hồi quy tổng thể có phương sai khơng thay

đổi, nghĩa là chúng có cùng phương sai. Nếu phương sai thay đổi khơng làm mất

đi tính các tính chất khơng thiên lệch và nhất quán của các ước lượng OLS,

nhưng chúng không còn hiệu quả nữa.

Phương trình hồi quy phần dư ui:



Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về

2 Các nghiên cứu về tỷ suất sinh lợi cổ phiếu phát hành lần đầu ra công chúng so với tỷ suất sinh lợi thị trƣờng trong dài hạn

Tải bản đầy đủ ngay(0 tr)

×