Tải bản đầy đủ - 0 (trang)
3 . Kết quả hồi quy đa biến đo lƣờng các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu IPO

3 . Kết quả hồi quy đa biến đo lƣờng các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu IPO

Tải bản đầy đủ - 0trang

-31-



Theo kết quả được trình bày trong bảng 4.7, cho thấy prob (F-statistic) mơ hình

định giá thấp bằng 0.00 cho thấy các hệ sớ tương quan trong mơ hình khơng đồng

thời bằng khơng, nghĩa là các biến có thể giải thích được định giá thấp từ sự kiện

IPO. Ngược lại, mơ hình tỷ suất sinh lợi trong 4 ngày và 5 ngày sau khi niêm yết

có pro (F-statistic) >10%, các hệ sớ tương quan trong mơ hình đồng thời bằng

khơng, nghĩa là các biến khơng có tác dụng giải thích cho tỷ suất sinh lợi trong 4

ngày và 5 ngày sau niêm yết.

Tỷ suất sinh lợi của thị trường 1 tháng trước khi niêm yết, quy mô phát hành và

tổ chức bảo lãnh phát hành có ý nghĩa thớng kê tại mức ý nghĩa 10% trong mơ

hình định giá thấp. Kết quả cho thấy, 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, tức

là 1% tăng trong quy mô phát hành dẫn đến tỷ suất sinh lợi giảm 0.06%. Kết quả

này ngược với kết luận trong nghiên cứu của Gompers and Lerner (2003). Chúng

tơi cho rằng có các ngun nhân sau ảnh hưởng đến kết quả: (1) thị trường Việt

Nam là thị trường sơ khai do đó biến động giá trên thị trường ―bất thường‖ chủ

yếu theo tâm lý đám đơng và tính minh bạch thấp do đó các cơng ty nhỏ thường

dễ cho tỷ suất sinh lợi cao hơn ; (2) phần lớn là các nhà đầu tư cá nhân nên việc

lựa chọn các cơng ty có có quy mơ nhỏ sẽ phù hợp với các nhà đầu tư cá nhân

hơn là các cơng ty quy mơ lớn.

Bên cạnh đó, 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 niêm yết tăng 1% dẫn đến tỷ

suất sinh lợi bất thường từ IPO tăng 0.79%. Kết quả trên phù hợp với kết quả

nghiên cứu của Ogden et al (2003) và Fama (1998), cho rằng tỷ suất sinh lợi thị

trường 1 tháng trước khi IPO càng cao thì tỷ suất sinh lợi cổ phiếu IPO càng tăng.

Ngồi 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,

Mohammad Tayseer Chenine (2007). Ngoài ra, các tổ chức bảo lãnh phát hành



-32-



với tiềm lực tài chính lớn và uy tín sẽ là yếu tố ―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.

4.3.2 Kế t quả h ồi quy đa biến đo lƣờng các nhân tố ảnh hƣởng đế n tỷ suấ t

sinh lơ ̣i cổ phiế u IPO trong dài hạn

Bên cạnh xem xét ảnh hưởng trong ngắn hạn, bài nghiên cứu xem xét trong dài

hạn. Thực hiện xác định mơ hình hồi quy đa biến với biến phụ thuộc là tỷ suất

sinh lợi bất thường tích lũy 1 năm, 2 năm và 3 năm sau khi niêm yết.

Kết quả tỷ suất sinh lợi bất thường tích lũy 1 năm, 2 năm, 3 năm sau khi niêm yế t

được trình bày trong bảng 4.8 cho thấy khơng có biến giải thích nào có ý nghĩa

thớng kê tại mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.

Bảng 4.8: Hồi quy đa biến với biến phụ thuộc CARs trong dài hạn

LN_SIZE

T-statistic

FREE_FLOAT

T-statistic

RETURN

T-statistic

VOLUME

T-statistic

EXCHANGE

T-statistic

UNDERWRITER

T-statistic

Intercept

T-statistic

R square

Prob(F-statistic)

Durbin-Watson stat



CARs_ 1Y CARs_ 2Y CARs_ 3Y

0.028

0.030

0.028

1.291

1.132

0.903

0.086

0.147

0.277

0.848

1.196

1.933

-0.036

0.040

-0.070

-0.155

0.144

-0.214

-0.161

0.309

0.473

-0.195

0.310

0.407

0.071

-0.007

-0.073

0.898

-0.068

-0.655

0.000

-0.003

0.049

-0.003

-0.041

0.502

-0.307

-0.247

-0.188

-1.122

-0.745

-0.487

1.54%

0.75%

1.25%

0.393

0.799

0.531

1.92

1.93

2.02



-33-



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



(2)



LN_SIZE



FREE_FLOAT



VOLUME



RETURN



EXCHANGE



UNDERWRITER



1.000000

-0.060146

-0.100887

-0.128607

0.523991

-0.047649



-0.060146

1.000000

0.116484

-0.065699

0.021837

0.022339



-0.100887

0.116484

1.000000

-0.047856

-0.216521

-0.084026



-0.128607

-0.065699

-0.047856

1.000000

0.013070

0.180644



0.523991

0.021837

-0.216521

0.013070

1.000000

0.142862



-0.047649

0.022339

-0.084026

0.180644

0.142862

1.000000



Kiểm định White Heteroscedasticity: kiểm định phương sai sai sớ 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 sớ khơng đổi. Do đó, mơ hình có

phương sai sai số 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:



-34-



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



-0.042284



0.134080



-0.315366



0.7526



0.307193



0.088102



3.486802



0.0005



1.203804



0.388357



3.099739



0.0021



EXCHANGE

UNDERWRITER

C

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



-35-



Kiểm định Bera—Jarque test:



(4)



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 khơng phân phới

chuẩn.

Hình 4.1: Kết quả kiểm định Bera-jarque

100



Series: Residuals

Sample 1 409

Observations 409



80



60



40



20



Mean

Median

Maximum

Minimum

Std. Dev.

Skewness

Kurtosis



-1.29e-16

-0.234028

6.395413

-1.108242

0.874120

2.797211

15.72090



Jarque-Bera

Probability



3291.066

0.000000



0

-1



0



1



2



3



4



5



6



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



-0.004027



0.042867



-0.093936



0.9252



0.034705



0.037384



0.928328



0.3540



1.264892



0.149449



8.463713



0.0000



EXCHANGE

UNDERWRITER

C

R-squared



0.204661



F-statistic



13.25223



Adjusted R-squared



0.189217



Prob(F-statistic)



0.000000



-36-



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 biế n đinh

̣ giá thấ p ,

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 đông lớn trong vòng 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 công 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 tố 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 suấ t sinh lơ ̣i thi ̣trường 1

tháng trước khi niêm yế t .



-37-



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 khoán

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 còn 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 mô phát hành nhỏ thì tỷ suất sinh lợi cao



-38-



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 thông 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 mô hình giả định

về phương sai sai sớ 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 cơng 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 còn 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



-39-



hình cũng như mở rộng hơn khung thời gian nghiên cứu. Bên cạnh đó, có thể xem

xét mới 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

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 mơ 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 đầ u tư lựa cho ̣n thời

điể m thi ̣trường để đầ u tư vào các cổ phiế u IPO để đa da ̣ng hóa danh mu ̣c đầ u tư .

Ngoài 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 dòng 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



-40-



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 thơng 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 chức tài chính q́c tế.



Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về

3 . Kết quả hồi quy đa biến đo lƣờng các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu IPO

Tải bản đầy đủ ngay(0 tr)

×