Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Khảo sát một số nhân tố ảnh hưởng đến mức độ định dưới giá khi IPO tại Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN THỊ THÙY

KHẢO SÁT MỘT SỐ NHÂN TỐ ẢNH

HƯỞNG ĐẾN MỨC ĐỘ ĐỊNH DƯỚI GIÁ

KHI IPO TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. HỒ CHÍ MINH - NĂM 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN THỊ THÙY

KHẢO SÁT MỘT SỐ NHÂN TỐ

ẢNH HƯỞNG ĐẾN MỨC ĐỘ ĐỊNH DƯỚI GIÁ

KHI IPO TẠI VIỆT NAM

CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG

MÃ SỐ: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TS. LÊ ĐẠT CHÍ

TP. HỒ CHÍ MINH - NĂM 2013

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC

TÓM TẮT

Việc định giá sai trong các đợt phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng

(IPO) đã được kiểm chứng rộng rãi trong các nghiên cứu tại nhiều nước trên thế giới.

Mục tiêu của bài nghiên cứu này là muốn kiểm chứng xem có hay không việc định

dưới giá trong các đợt IPO tại Việt Nam chịu tác động của các nhân tố quy mô phát

hành, giá khởi điểm, sự khác biệt trong tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội tại

năm IPO với năm cổ phiếu được niêm yết, tuổi công ty, uy tín của tổ chức bảo lãnh

phát hành, quy mô công ty, tỷ số ROA, tỷ số P/E và tỷ số nợ. Bài nghiên cứu thực hiện

nghiên cứu trên các công ty IPO thông qua phương thức đấu giá tại các sàn giao dịch

chứng khoán tập trung tại Việt Nam là Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí

Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội. Nghiên cứu chỉ ra rằng mức độ định dưới

giá tính trung bình khi IPO tại Việt Nam là 30,5%.

Kết quả nghiên cứu bằng phương pháp hồi quy Bình Phương Bé Nhất cho thấy

rằng hai nhân tố giá khởi điểm và sự khác biệt trong tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm

quốc nội tại năm IPO và năm cổ phiếu được niêm yết có mối tương quan ngược chiều

với mức độ định dưới giá; nhân tố quy mô phát hành có mối tương quan cùng chiều với

mức độ định dưới giá; nhân tố quy mô công ty có mối tương quan ngược chiều nhưng

không thực sự mạnh với mức độ định dưới giá. Các nhân tố còn lại bao gồm tuổi công

ty, uy tín của tổ chức bảo lãnh phát hành, tỷ số ROA, tỷ số P/E và tỷ số nợ không có

mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với mức độ định dưới giá trong các đợt IPO tại Việt

Nam. Cuối cùng, vì sự hạn chế của nghiên cứu và mô hình, các kết quả nghiên cứu có

thể không chính xác cho việc dự báo giá trong các đợt IPO tiếp theo tại Việt Nam.

Từ khóa: phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng, mức độ định dưới giá, giá

khởi điểm, ngày giao dịch đầu tiên, uy tín của nhà bảo lãnh phát hành.

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA .......................................................................................................

LỜI CAM ĐOAN ........................................................................................................

MỤC LỤC ....................................................................................................................

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT ............................................................................

DANH MỤC CÁC BẢNG ..........................................................................................

DANH MỤC CÁC HÌNH ...........................................................................................

TÓM TẮT ....................................................................................................................

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ...................................................................................... 1

1.1. IPO và hiện tượng định dưới giá khi IPO ............................................................. 1

1.1.1. IPO - Phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng ...................................... 1

1.1.2. Hoạt động IPO tại Việt Nam ............................................................................ 2

1.1.3. Hiện tượng định dưới giá khi IPO.................................................................... 5

1.2. Lý do chọn đề tài ................................................................................................ 10

1.3. Tính cấp thiết của đề tài ...................................................................................... 11

1.4. Mục tiêu nghiên cứu ........................................................................................... 12

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY .................... 16

2.1. Quy mô phát hành .............................................................................................. 16

2.2. Giá khởi điểm ..................................................................................................... 17

2.3. Tốc độ tăng trưởng kinh tế ................................................................................. 18

2.4. Tuổi công ty ....................................................................................................... 20

2.5. Uy tín của nhà bảo lãnh phát hành ..................................................................... 21

2.6. Các chỉ số kế toán .............................................................................................. 23

2.7. Vay nợ ................................................................................................................ 24

CHƯƠNG 3: DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ......................... 26

3.1. Thu thập dữ liệu ................................................................................................. 26

3.2. Phương pháp nghiên cứu .................................................................................... 33

3.2.1. Mô hình ........................................................................................................... 33

3.2.2. Biến phụ thuộc ................................................................................................ 34

3.2.3. Biến độc lập ..................................................................................................... 35

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU.............................................................. 41

4.1. Lý thuyết ............................................................................................................ 41

4.2. Kết quả thực nghiệm .......................................................................................... 41

4.2.1. Thống kê mô tả mẫu ........................................................................................ 41

4.2.2. Hệ số tương quan ............................................................................................ 43

4.2.3. Kết quả phân tích hồi quy ............................................................................... 44

4.3. Thảo luận các kết quả ......................................................................................... 51

4.3.1. Quy mô phát hành ........................................................................................... 52

4.3.2. Giá khởi điểm .................................................................................................. 53

4.3.3. Chênh lệch trong tốc độ tăng trưởng GDP ...................................................... 54

4.3.4. Quy mô công ty ............................................................................................... 54

4.3.5. Tuổi công ty .................................................................................................... 55

4.3.6. Uy tín của nhà bảo lãnh phát hành .................................................................. 55

4.3.7. Hệ số ROA, tỷ số P/E và tỷ lệ nợ .................................................................... 56

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GIỚI HẠN CỦA ĐỀ TÀI ................................... 57

5.1. Kết luận .............................................................................................................. 57

5.2. Giới hạn của đề tài ............................................................................................. 57

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO ...................................................................

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

Chữ viết tắt Cách viết đầy đủ

Initial Public Offering IPO

Ordinary Least Squares OLS

Gross Domestic Product GDP

Return On Assets ROA

Price-Earnings Ratio P/E

Earnings Per Share EPS

Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM HSX

Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội HNX

UPCoM Unlisted Public Company Market

DANH MỤC CÁC BẢNG

Bảng 1.1: Thống kê đấu giá từ 01/2005 đến tháng 10/2013 ....................................... 3

Bảng 1.2: Lợi nhuận trung bình trong ngày đầu tiên tại một số quốc gia ................... 8

Bảng 2.1. Tóm tắt các kết quả nghiên cứu trước đây............................................... 25

Bảng 3.1: Tốc độ tăng trưởng GDP bình quân năm từ năm 2005 – 2012 ................ 28

Bảng 3.2: Tóm tắt giả thiết kỳ vọng của các biến ..................................................... 39

Bảng 4.1: Bảng thống kê mô tả ................................................................................. 42

Bảng 4.2. Bảng hệ số tương quan ............................................................................. 43

Bảng 4.3: Phân tích hồi quy mức độ định dưới giá (DUP) với các biến độc lập ...... 44

Bảng 4.4: Bảng ma trận hệ số tương quan cặp giữa các biến giải thích ................... 47

Bảng 4.5: Bảng tóm tắt kết quả chạy mô hình hồi quy phụ ...................................... 48

Bảng 4.6: Bảng kết quả kiểm định tự tương quan .................................................... 49

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi bằng phương pháp Harvey ........ 50

Bảng 4.8: Bảng so sánh kết quả hồi quy ................................................................... 51

DANH MỤC CÁC HÌNH

Hình 1.1: Tốc độ tăng trưởng GDP và số lượng đợt đấu giá qua các năm ................. 4

Hình 1.2: Lợi nhuận trung bình ngày đầu tiên tại các nước khu vực đồng Euro ........ 6

Hình 1.3: Lợi nhuận trung bình trong ngày đầu tiên tại Mỹ ....................................... 6

Hình 1.4: Lợi nhuận trung bình trong ngày đầu tiên tại Anh ...................................... 7

1

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU

1.1. IPO và hiện tượng định dưới giá khi IPO

1.1.1. IPO - Phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng

Phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng còn gọi là IPO (Initial Public

Offering) được định nghĩa là việc chào bán chứng khoán lần đầu ra công chúng. Tại

sao các công ty phải tiến hành IPO? IPO đem lại lợi ích gì cho công ty? Trước hết, với

sự phát triển mạnh mẽ của thị trường chứng khoán, các công ty có thể huy động được

nhanh và nhiều vốn thông qua việc tiến hành IPO trên thị trường chứng khoán. Cổ

phiếu của công ty cũng có thể đạt được tính thanh khoản rất cao và đạt được các giá trị

gia tăng về giá sau khi IPO. Đó là một trong những lý do chính khiến các doanh nghiệp

tiến hành IPO.

Tiền mặt cũng là một mục tiêu để các công ty tiến hành IPO. Số tiền này có thể

rất quan trọng trong việc thu hút nhân tài mới, phát triển các sản phẩm, gia tăng hàng

tồn kho và xây dựng cơ sở vật chất. Thông thường, các công ty đang thiếu vốn có thể

chọn IPO là một kênh để huy động thêm vốn bên cạnh các kênh khác như vay nợ, phát

hành trái phiếu, huy động sự góp thêm vốn của cổ đông hiện hữu hoặc vận động một

nhà đầu tư thứ ba hay đối tác chiến lược đầu tư vào công ty. Tuy nhiên có những công

ty quy mô lớn, không hề thiếu vốn cũng vẫn tiến hành IPO cho mục đích trở thành

công ty cổ phần đại chúng. Tại các nước phát triển, hầu hết các công ty trước khi đi

vào hoạt động hoặc sau một quá trình phát triển đều tiến hành IPO. Công việc này

được biết đến ở Việt Nam trong thời gian gần đây và được các công ty tiến hành khá

nhanh, mạnh khi cảm nhận được các thế mạnh của nó.

IPO có thể nâng cao uy tín cho một công ty. Điều này đặc biệt quan trọng cho

công ty trong việc thu hút thêm nhiều khách hàng. Nhìn từ góc độ tài chính, trở thành

công ty cổ phần đại chúng sẽ giúp giảm chi phí vốn cho công ty. Tại Việt Nam, các

công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán có thể được các ngân hàng đánh giá

2

cao hơn và áp dụng một mức lãi suất vay ưu đãi thấp hơn đáng kể so với các công ty

khác.

Cuối cùng, một điểm thuận lợi vô cùng quan trọng của việc IPO là làm tăng

giá trị tài sản ròng, giúp công ty thu hút được nguồn vốn lớn, lâu dài và dễ dàng huy

động thêm vốn trên thị trường thứ cấp.

Mặc dù có nhiều điểm thuận lợi nhưng một công ty IPO và trở thành công ty

cổ phần đại chúng cũng có nhiều điểm bất lợi. Phát hành cổ phiếu ra công chúng có thể

làm cho tỷ lệ sở hữu của các cổ đông hiện hữu thay đổi (được gọi là hiện tượng pha

loãng cổ phiếu) và trong một số trường hợp có thể làm cho cổ đông hiện hữu mất

quyền kiểm soát công ty. Bên cạnh đó, cơ cấu về quyền sở hữu của công ty luôn luôn

bị biến động do chịu ảnh hưởng của các giao dịch cổ phiếu hàng ngày. Việc phát hành

cổ phiếu ra công chúng cũng làm cho công ty phải gánh chịu thêm một khoản chi phí

khá cao cho đợt phát hành như chi phí thuê tổ chức bảo lãnh phát hành, chi phí thuê

công ty tư vấn, phí kiểm toán báo cáo tài chính, phí in ấn tài liệu, chi phí tổ chức vận

động, phí niêm yết…. Ngoài ra, hàng năm công ty phải đóng một mức phí nhất định

cho Sở giao dịch chứng khoán để duy trì niêm yết, công bố thông tin hay chi phí kiểm

toán báo cáo tài chính định kỳ. Một điểm bất lợi quan trọng khác mà các công ty IPO

đối mặt là việc công ty phải tuân thủ một chế độ công bố thông tin rộng rãi, nghiêm

ngặt và chịu sự giám sát chặt chẽ hơn so với các công ty khác. Việc công bố thông tin

rộng rãi có thể rỏ rỉ những bí mật kinh doanh của công ty cho các đối thủ.

1.1.2. Hoạt động IPO tại Việt Nam

Hiện nay có ba cơ chế xác định giá IPO bao gồm cơ chế chào bán với giá cố

định, cơ chế đấu giá và cơ chế lập danh sách. Ở Việt Nam hiện nay chưa có cơ chế lập

danh sách, chỉ có một số rất ít các đợt IPO chào bán với giá cố định, còn lại đa số là

IPO theo cơ chế đấu giá. Có một số ít các cuộc đấu giá IPO tại Việt Nam được thực

3

hiện tại một công ty chứng khoán và hiện nay cũng chưa có tài liệu nào thống kê về kết

quả các cuộc đấu giá IPO thực hiện tại các công ty chứng khoán. Phần lớn các cuộc

đấu giá khác được thực hiện tại một sàn giao dịch chứng khoán tập trung là Sở giao

dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội.

Theo thông tin thống kê tại Sở giao dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh và Sở giao

dịch chứng khoán Hà Nội, có tổng cộng 463 cuộc đấu giá chào bán cổ phiếu ra công

chúng diễn ra tại hai sở này từ tháng 01/2005 đến tháng 10/2013, trong đó bao gồm cả

những cuộc đấu giá không thành công do không có nhà đầu tư tham gia và những cuộc

đấu giá về bản chất không phải là đấu giá phát hành lần đầu ra công chúng (tức là

doanh nghiệp chào bán cổ phiếu ra không chúng nhưng không phải là lần đầu tiên).

Số liệu thống kê về các đợt đấu giá diễn ra tại Sở giao dịch chứng khoán Thành

phố Hồ Chí Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội qua các năm như sau:

Bảng 1.1: Thống kê đấu giá từ 01/2005 đến tháng 10/2013

Sàn HSX HNX Tổng

Tổng số hồ sơ đăng ký đấu giá 230 254 484

Số đợt đấu giá bị hủy (do không 33 0 33 có nhà đầu tư tham gia)

Số đợt đấu giá được tổ chức 197 254 451

Số chứng khoán chào bán 1.606.016.647 1.412.861.038 3.018.895.685

66.638 tỷ Tổng giá trị chứng khoán mua 35.046 tỷ đồng 31.586 tỷ đồng đồng bán được

Nguồn: thống kê tại Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh và Sở giao

dịch chứng khoán Hà Nội

Năm 2007 là năm có số lượng các đợt đấu giá diễn ra nhiều nhất. Đây cũng là

năm tốc độ tăng trưởng GDP của Việt Nam đạt 8,48%, mức cao nhất trong giai đoạn từ

4

2005-2011. Cũng trong năm này thị trường chứng khoán Việt Nam đạt được những

dấu ấn đáng ghi nhớ, chỉ số VNIndex đạt mốc cao nhất trong lịch sử, 1.170 điểm.

160

9.000%

8.000%

140

7.000%

120

6.000%

100

5.000%

80

4.000%

60

3.000%

40

2.000%

20

1.000%

.000%

0

Năm 2003

Năm 2004

Năm 2005

Năm 2006

Năm 2007

Năm 2008

Năm 2009

Năm 2010

Năm 2011

Số lượng đợt đấu giá

Tốc độ tăng trưởng GDP

Hình 1.1: Tốc độ tăng trưởng GDP và số lượng đợt đấu giá qua các năm

Trong số 463 cuộc đấu giá tại hai sàn chỉ có 127 cuộc đấu giá chào bán cổ

phiếu ra công chúng. Hầu hết các đợt IPO này là của các doanh nghiệp nhà nước tiến

hành cổ phần hóa một phần vốn của nhà nước hoặc các doanh nghiệp có tiền thân là

doanh nghiệp nhà nước thuộc hầu hết các ngành kinh tế. Các đợt IPO lớn thuộc về

những doanh nghiệp thuộc ngành tài chính - ngân hàng hoặc công ty con của các công

ty dầu khí nhà nước như: Ngân hàng Ngoại Thương Việt Nam, Tổng công ty Tài Chính

Dầu Khí Việt Nam, Tập đoàn Bảo Việt, Tổng công ty Phân Bón Và Hóa Chất Dầu Khí,

Tổng công ty Khí Việt Nam…

Có một đặc điểm khác nổi bật của các đợt IPO tại Việt Nam là khoảng thời

gian từ khi IPO đến khi cổ phiếu được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán thường

kéo dài khá lâu. Các cổ phiếu IPO được niêm yết ngay trong năm nếu có hầu như đều

5

là những công ty đã niêm yết trên sàn trước đó1, sau khi IPO công ty làm thủ tục niêm

yết bổ sung cổ phiếu lên sàn. Đa số các trường hợp còn lại thường có khoảng thời gian

niêm yết chính thức khá lâu. Thậm chí có những công ty đã IPO từ năm 2005 nhưng

đến nay (tháng 10/2013) vẫn chưa niêm yết trên sàn giao dịch tập trung. Có hai nguyên

nhân có thể lý giải cho hiện tượng này. Thứ nhất, các công ty muốn lựa chọn thời điểm

thích hợp để niêm yết cổ phiếu trên sàn nhằm tối đa hóa giá trị công ty. Nguyên nhân

thứ hai được cho là phổ biến hơn là do tiêu chuẩn để được niêm yết trên sàn giao dịch

chứng khoán tập trung thường rất nghiêm ngặt. Ví dụ, theo quy định tại Khoản 1 Điều

8 Nghị định 14/2007/NĐ-CP về Quy định chi tiết thi hành một số điều của Luật chứng

khoán quy định điều kiện niêm yết cổ phiếu, công ty niêm yết phải có vốn điều lệ đã

góp tại thời điểm đăng ký niêm yết từ 80 tỷ đồng Việt Nam trở lên tính theo giá trị ghi

trên sổ kế toán. Với những điều kiện này không phải không ty nào cũng đáp ứng được.

1.1.3. Hiện tượng định dưới giá khi IPO

Việc xác định một chứng khoán bị định giá thấp được xác định dựa vào phần

trăm (%) chênh lệch giữa giá bán cho các nhà đầu tư và giá mà cổ phiếu này được giao

dịch trong ngày giao dịch đầu tiên của chứng khoán, thường là giá đóng cửa.

Một số nghiên cứu thực nghiệm cho thấy rằng các nhà đầu tư thường đạt được

một lợi nhuận bất thường tương đối lớn trong một thời gian ngắn sau khi họ đầu tư vào

những cổ phiếu IPO. Việc này được gọi là định dưới giá khi IPO, có nghĩa là, có sự

khác biệt trong giá mà nhà đầu tư bỏ ra để mua cổ phiếu đó và giá đóng cửa trong ngày

giao dịch đầu tiên. Hiện tượng này không chỉ tồn tại ở một quốc gia mà nó đã lan rộng

ra toàn thế giới. Trong những năm 1980 lợi nhuận trung bình trong ngày đầu tiên IPO

1 Công ty được niêm yết khi chưa phát hành cổ phiếu lần đầu ra công chúng, cổ phiếu của công ty

thuộc sở hữu của cổ đông hiện hữu hoặc cổ đông chiến lược.

là 7%. Lợi nhuận trung bình trong ngày đầu tiên tăng lên gần gấp đôi trong thời gian từ

6

1990-1998 trước khi nhảy lên đến 65% trong những năm bùng nổ Internet vào năm

1999-2000 và sau đó quay trở lại mức 12% vào khoảng thời gian từ năm 2001-2003

(Loughran và Ritter, 2004).

Hình 1.2: Lợi nhuận trung bình ngày đầu tiên tại các nước khu vực đồng Euro

Nguồn: lấy từ trang dữ liệu IPO của Ritter- đại học Forida

Hình 1.3: Lợi nhuận trung bình trong ngày đầu tiên tại Mỹ

7

Nguồn: lấy từ trang dữ liệu IPO của Ritter- đại học Forida

Hình 1.4: Lợi nhuận trung bình trong ngày đầu tiên tại Anh

Nguồn: lấy từ trang dữ liệu IPO của Ritter- đại học Forida

Hình 1.5: Lợi nhuận trung bình trong ngày đầu tiên tại Nhật Bản

8

Nguồn: lấy từ trang dữ liệu IPO của Ritter- đại học Forida

Agathee và các cộng sự (2012) đã tìm kiếm các bằng chứng về việc định dưới

giá trong ngắn hạn khi IPO trên thị trường chứng khoán Mauritius từ năm 1989 đến

năm 2010 và tìm thấy mức độ định dưới giá trung bình là 13,14%.

Samarakoon (2010) cũng điều tra mức độ định dưới giá của các công ty IPO

niêm yết trên thị trường chứng khoán Langka Sri và thấy rằng mức độ định dưới giá

khi IPO trung bình là 34% trong giai đoạn từ 1987-2008.

Zhang và King (2008) nhận thấy rằng tỷ lệ định dưới giá là 0,873 cho cổ phiếu

niêm yết trên thị trường chứng khoán Trung Quốc và 0,613 cho cổ phiếu niêm yết trên

sàn NASDAQ. Mức độ định dưới giá ít rõ ràng hơn cho các công ty niêm yết trên thị

trường chứng khoán Singapore với tỷ lệ là 0,165. Đối với thị trường chứng khoán

Hồng Kông và New York tỷ lệ định dưới giá là -0,053 và -0,138, tức là tồn tại sự định

cao giá khi IPO.

Ngoài một số nghiên cứu ở trên còn rất nhiều các nghiên cứu khác đã chứng

minh sự tồn tại của mức độ định dưới giá ở rất nhiều các thị trường trong nhiều giai

đoạn khác nhau. Các nghiên cứu đã chỉ ra hiện tượng định dưới giá khi IPO đã tồn tại ở

hầu hết các thị trường chứng khoán trên toàn thế giới (Loughran, Ritter, and Rydqvist,

1994).

Bảng 1.2: Lợi nhuận trung bình trong ngày đầu tiên tại một số quốc gia

Lợi nhuận

Số quan trung bình Đất nước Nguồn Thời gian sát ngày

đầu tiên

Argentina Eijgenhuijsen và Van Der Valk 20 1991-1994 4.4%

9

Úc Lee, Taylor và Walter; Woo; 1,562 1976-2011 21.8%

Pham; Ritter

Brazil Aggarwal, Leal và Hernandez; 275 1979-2011 33.1%

Saito Ushisima

Canada Jog & Riding; Jog và 696 1971-2010 6.7%

Srivastava

Trung Quốc Chen, Choi, và Jiang; Jia và 2,102 1990-2010 137.4%

Zhang

Đan Mạch Jakobsen và Sorensen; Ritter 164 1984-2011 7.4%

Đức Ljungqvist; Rocholl: Ritter; 736 1978-2011 24.2%

Vismara

Hồng Kông McGuinness; Zhao và Wu; 1,259 1980-2010 15.4%

Ljungqvist và Yu; Fung, Gul,

và Radhakrishnan; Ritter

Ấn Độ Marisetty và Subrahmanyam; 2,964 1990-2011 88.5%

Ritter

410 1990-2012 25.7% Indonesia Suherman

273 1985-2009 16.4% Ý Arosio, Giudici và Paleari;

Cassia, Paleari và Redondi;

Vismara

Nhật Bản Fukuda; Dawson và Hiraki; 3,136 1970-2011 40.2%

Hebner và Hiraki; Pettway và

Kaneko; Hamao, Packer và

Ritter; Kaneko và Pettway

Jordan Al-Ali và Braik 53 1999-2008 149.0%

Hàn Quốc Dhatt, Kim và Lim; Ihm; Choi 1,593 1980-2010 61.6%

10

và Heo; Mosharian và Ng;

Cho; Joh; Ritter

Malaysia Isa; Isa và Yong; Yong; Ma 413 1980-2009 62.6%

Mexico Aggarwal, Leal và Hernandez; 88 1987-1994 15.9%

Eijgenhuijsen và Van Der Valk

New Zealand Vos và Cheung; Camp và 214 1979-2006 20.3%

Munro; Ritter

Ả Rập Saudi Al-Anazi, Forster và Liu 76 2003-2010 264.5%

Nga Ritter 40 1999-2006 4.2%

Singapore Lee, Taylor và Walter; 591 1973-2011 26.1%

Dawson; Ritter

Nam Phi Page và Reyneke; Ali, 285 1980-2007 18.0%

Subrahmanyam và Gleason;

Ritter

Tây Ban Nha Ansotegui và Fabregat; 128 1986-2006 10.9%

Alvarez Otera

Thái Lan Wethyavivorn và Koo-smith; 459 1987-2007 36.6%

Lonkani và Tirapat;

Ekkayokkaya và Pengniti

Đài Loan Chen 1,312 1980-2006 37.2%

Anh Dimson; Levis 4,877 1959-2011 16.1%

16.8% Hoa Kỳ Ibbotson, Sindelar và Ritter; 12,340 1960-2012

Ritter

Nguồn: bảng liệt kê được lấy từ báo cáo khoa học của Loughran, Ritter, và Rydqvist

(1994) và cập nhật bởi Kristian Rydqvist (2013).

1.2. Lý do chọn đề tài

11

Phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng là một sự kiện quan trọng trước

khi doanh nghiệp chính thức được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán tập trung

để trở thành công ty cổ phần đại chúng. Để IPO được đánh giá là thành công thì việc

định giá doanh nghiệp để từ đó đưa ra mức giá khởi điểm là cực kỳ quan trọng. Tuy

nhiên trong thời gian qua các doanh nghiệp Việt Nam khi tiến hành IPO, cũng như tại

nhiều nước khác trên thế giới, lại tồn tại một thực tế là mức giá khởi điểm được đưa ra

thường thấp hơn so với giá khớp lệnh trong phiên giao dịch đầu tiên. Điều này được

giới chuyên môn gọi là định dưới giá (underpricing).

Bài nghiên cứu sẽ đi sâu khảo sát các nhân tố ảnh hưởng đến việc định dưới

giá khi IPO, từ đó giúp các chủ thể liên quan như nhà đầu tư, các cổ đông hiện hữu, cơ

quan nhà nước…có thêm thông tin trong các hành xử của mình.

1.3. Tính cấp thiết của đề tài

Trên thế giới đã có rất nhiều bài nghiên cứu xem xét mức độ ảnh hưởng của

các nhân tố đến mức độ định dưới giá khi IPO ở nhiều quốc gia khác nhau nhưng tính

đến thời điểm hiện tại chưa có nhiều bài nghiên cứu lấy bằng chứng thực nghiệm tại

Việt Nam.

Theo ghi nhận mới chi có hai bài nghiên cứu về đề tài này tại Việt Nam là

nghiên cứu của Gavriel Ayi Ayayi (2011) và bài thứ hai là của Trần Thị Hải Lý và

Dương Kha (2012).

Gavriel Ayi Ayayi (2011) nghiên cứu tại thị trường chứng khoán Việt Nam

trên mẫu gồm 30 công ty bao gồm cả những công ty IPO lần đầu và phát hành chứng

khoán bổ sung trong khoảng thời gian từ tháng tháng 02/2005 đến tháng 06/2007 và đã

tìm ra bằng chứng cho thấy có hiện tượng định dưới giá khi IPO tại thị trường chứng

khoán Việt Nam.

12

Trần Thị Hải Lý và Dương Kha (2012) trong bài nghiên cứu “Bằng chứng về

hiện tượng định dưới giá của các IPO tại Việt Nam” đã nghiên cứu các bằng chứng về

hiện tượng định dưới giá của các IPO tại Việt Nam bằng phương pháp hồi quy OLS,

OLS robust để hiệu chỉnh sai số và bootstrap đối với mẫu các công ty IPO trong giai

đoạn từ tháng 01/2005 đến tháng 07/2012 tại Việt Nam. Các nhân tố được xem xét bao

gồm: tỷ lệ mua vượt mức, quy mô công ty, độ trễ niêm yết, sở hữu nhà nước sau IPO,

mức giá khởi điểm. Kết quả nghiên cứu cho thấy hai nhân tố tỷ lệ mua vượt mức và

mức giá khởi điểm của các cuộc đấu giá có tương quan ngược chiều đến mức độ định

dưới giá, nhân tố điều kiện thị trường có tác động không thực sự mạnh. Các nhân tố

khác như quy mô, độ trễ niêm yết, tuổi công ty, sở hữu nhà nước sau IPO không có

tương quan với mức độ định dưới giá tại thị trường chứng khoán Việt Nam.

Bài nghiên cứu này sẽ kiểm chứng lại mức độ ảnh hưởng của nhân tố quy mô

công ty và tuổi công ty đã được đề cập trong bài nghiên cứu “Bằng chứng về hiện

tượng định dưới giá của các IPO tại Việt Nam” của Trần Thị Hải Lý và Dương Kha

(2012). Nhân tố độ trễ niêm yết cũng sẽ được xem xét nhưng được tiếp cận ở một góc

độ khác là sự khác biệt trong tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội (GDP) của

năm doanh nghiệp IPO và năm niêm yết chứng khoán tại sàn giao dịch chứng khoán

tập trung. Các nhân tố được xem xét trong bài nghiên cứu này bao gồm: quy mô phát

hành, giá khởi điểm, sự khác biệt trong tốc độ tăng trưởng GDP tại thời điểm IPO với

thời điểm niêm yết, tuổi công ty, uy tín của tổ chức bảo lãnh phát hành, quy mô công

ty, hệ số ROA, tỷ số P/E và tỷ lệ nợ. Bài nghiên cứu này sẽ xem xét tác động kết hợp

của các nhân tố bên trong và nhân tố bên ngoài của công ty đến mức độ định dưới giá

khi IPO bằng phương pháp hồi quy Bình Phương Bé Nhất (OLS).

1.4. Mục tiêu nghiên cứu

Bài nghiên cứu này cũng cung cấp một bài kiểm tra thực nghiệm theo cấu trúc

bài nghiên cứu của Yuan Tian (2012) thực hiện nghiên cứu các công ty IPO trên thị

13

trường chứng khoán Luận Đôn từ năm 2002 đến năm 2012. Yuan Tian sử dụng

phương pháp hồi quy OLS để xem xét tác động của các nhân tố quy mô phát hành, tuổi

công ty, rủi ro hệ thống, uy tín của nhà bảo lãnh phát hành, tỷ số P/E, hệ số ROA và tỷ

lệ nợ lên mức độ định dưới giá. Kết quả nghiên cứu của Yuan Tian cho thấy rằng quy

mô phát hành, rủi ro hệ thống và tỷ lệ nợ có ảnh hưởng đến việc định dưới giá khi IPO;

nhân tố quy mô phát hành có ảnh hưởng đến việc định dưới giá ở mức độ thấp; các

nhân tố còn lại bao gồm tuổi công ty, tỷ số P/E, hệ số ROA và uy tín của nhà bảo lãnh

phát hành không có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với mức độ định dưới giá.

Bài nghiên cứu này sẽ điều chỉnh lại mô hình của Yuan Tian để phù hợp với

thực tế tại Việt Nam bằng cách bằng việc loại bỏ nhân tố rủi ro hệ thống và thêm vào

một số nhân tố mới bao gồm giá khởi điểm, chênh lệch tốc độ tăng trưởng GDP tại thời

điểm IPO với thời điểm niêm yết và quy mô công ty.

Để phù hợp với mục đích dự báo, tất cả các biến tác giả đưa vào mô hình đều

là các dữ liệu có thể thu thập trước khi đợt đấu giá IPO diễn ra. Vì vậy biến rủi ro hệ

thống được đại diện bằng hệ số beta sẽ bị loại khỏi mô hình do tác giả không thu thập được biến này tại thời điểm trước khi đợt đấu giá IPO diễn ra2.

Biến giá khởi điểm được tác giả thêm vào mô hình do đặc điểm của các đợt

IPO tại Việt Nam. Hiện nay hầu hết các nước trên thế giới đang áp dụng cơ chế lập

2 Beta hay còn gọi là hệ số beta, đây là hệ số đo lường mức độ biến động hay còn gọi là thước đo rủi ro hệ thống của một chứng khoán hay một danh mục đầu tư trong tương quan với toàn bộ thị trường Hệ số beta là một tham số quan trọng trong mô hình định giá tài sản vốn ( CAPM). Beta được tính toán dựa trên phân tích hồi quy, và bạn có thể nghĩ về beta giống như khuynh hướng và mức độ phản ứng của chứng khoán đối với sự biến động của thị trường 3 Roadshow hay còn gọi là màn vận động. Đây là bước quan trọng góp phần thành công trong đợt phát hành cổ phiếu lần đầu ra công chúng. Vì là các công ty lần đầu phát hành ra công chúng nên các thông tin liên quan đến công ty hầu như không được nhiều người biết đến. Do đó, cần phải có một buổi gặp

danh sách để xác định giá cổ phiếu cho các đợt IPO. Theo cơ chế này, các công ty bảo lãnh phát hành thông qua các buổi roadshow3 sẽ đề nghị các nhà đầu tư cho biết số cổ

14

phiếu mà các nhà đầu tư muốn mua và mức giá cao nhất mà họ có thể chấp nhận mua

cổ phiếu IPO. Những số liệu này chỉ mang tính chất cung cấp thông tin, không phải là

những lệnh mua bán thật sự. Thông qua các thông tin này, công ty bảo lãnh phát hành

sẽ xác định mức cầu của thị trường. Sau đó, thông qua thẩm định về tổng mức cầu, chất

lượng và tính đáng tin cậy của các nhà đầu tư, mức giá mà công ty phát hành cổ phiếu

mong muốn... công ty tư vấn phát hành sẽ xác định mức giá phát hành và bắt đầu phân

bổ cổ phiếu cho nhà đầu tư. Ở Việt Nam chưa có công ty nào xác định giá IPO theo cơ

chế này mà chủ yếu áp dụng hình thức đấu giá theo kiểu Anh (đấu giá cố định giá sàn

có yêu cầu đặt cược 10% đối với nhà đầu tư). Vì vậy giá khởi điểm sẽ là một nhân tố

quan trọng đối với các IPO theo phương thức đấu giá.

Ngoài ra, tác giả cũng đưa thêm biến chênh lệch tốc độ tăng trưởng GDP tại

thời điểm IPO với thời điểm niêm yết vào mô hình nghiên cứu. Đây là một biến mới

chưa từng xuất hiện trong bất cứ nghiên cứu nào trước đây. Mặc dù cũng có nhiều bài

nghiên cứu xem xét nhân tố GDP tuy nhiên tất cả những bài nghiên cứu này chỉ đề cập

đến tốc độ tăng trưởng GDP tại thời điểm IPO vào phương trình hồi quy mà chưa xét

đến tốc độ tăng trưởng GDP tại thời điểm cổ phiếu được niêm yết. Thực tế tại Việt

Nam cho thấy, tính trung bình khoảng thời gian từ khi công ty tiến hành IPO đến khi

công niêm yết là gần 2 năm. Như vậy các biến số kinh tế vĩ mô (tốc độ tăng trưởng

GDP là một đại diện) đã thay đổi gần như hoàn toàn. Thêm vào đó, thời điểm công ty

IPO là một nhân tố vô cùng quan trọng quyết định đến thành công của đợt IPO cũng

như thời điểm niêm yết sẽ ảnh hưởng đến giá đóng cửa trong ngày giao dịch đầu tiên.

Quan sát các dữ liệu trong quá khứ tại thị trường chứng khoán Việt Nam cho thấy, giai

đoạn từ năm 2005-2007 là giai đoạn Việt Nam có nhiều công ty IPO nhất và số lượng

các đợt IPO bị định dưới giá cũng nhiều nhất. Một công ty biết lựa chọn thời điểm IPO

gỡ giữa công ty phát hành, các nhà bảo lãnh phát hành và các nhà đầu tư tiềm năng để thuyết trình giới thiệu về công ty cũng như những kế hoạch kinh doanh của công ty

tốt sẽ giảm thiểu được nguy cơ cổ phiếu bị định giá thấp và tránh tổn thất tài sản của

15

công ty. Tương tự, thời điểm niêm yết tốt cũng góp phần làm tăng giá cổ phiếu của

công ty. Bài nghiên cứu này kết hợp tốc độ tăng trưởng GDP ở cả hai thời điểm IPO và

thời điểm niêm yết để thấy được ảnh hưởng của tốc độ tăng trưởng ở cả hai thời điểm.

Mục tiêu của bài nghiên cứu là xem xét các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ của

việc định dưới giá khi IPO tại Việt Nam. Những nhân tố này bao gồm quy mô phát

hành, giá khởi điểm, chênh lệch tốc độ tăng trưởng GDP tại thời điểm IPO với thời

điểm niêm yết, tuổi công ty, uy tín của tổ chức bảo lãnh phát hành, quy mô công ty, hệ

số ROA, tỷ số P/E và tỷ lệ nợ. Nghiên cứu này khá phổ biến hiện nay trên thế giới do

tầm quan trọng đặc biệt của các đợt IPO đối với nhà đầu tư cũng như tổ chức phát

hành. Tác giả cố gắng đưa nhiều biến quan sát vào bài nghiên cứu để tăng tính thuyết

phục cho kết quả nghiên cứu cũng như để phù hợp với thực tiễn tại Việt Nam.

Bài nghiên cứu sử dụng một mẫu bao gồm các đợt chào bán cổ phiếu ra công

chúng trong khoảng thời gian từ tháng 01/2005 đến tháng 10/2013 và số cổ phiếu này

đã hoặc đang được niêm yết tại các sàn giao dịch chứng khoán.

Qua bài nghiên cứu này, tác giả hy vọng đây có thể là tài liệu tham khảo cho

các nhà đầu tư cũng như các doanh nghiệp đang chuẩn bị phát hành chứng khoán lần

đầu ra công chúng để có ứng xử thích hợp trong quyết định đầu tư hoặc định giá cổ

phần doanh nghiệp IPO để tránh những tổn thất tài sản.

Nội dung các phần còn lại của bài nghiên cứu bao gồm: Phần 2 sẽ tóm tắt tổng

quan về thị trường chứng khoán Việt Nam và thực trạng hoạt động IPO tại Việt Nam.

Phần 3 sẽ tóm tắt các bằng chứng về định dưới giá khi IPO. Phần 4 giới thiệu về

phương pháp nghiên cứu và dữ liệu nghiên cứu. Phần 5 là kết quả nghiên cứu và phần

cuối cùng là kết luận và giới hạn của bài nghiên cứu.

16

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

2.1. Quy mô phát hành

Có hai quan điểm trái ngược nhau về ảnh hưởng của quy mô phát hành đến

mức độ định dưới giá. Quan điểm thứ nhất cho rằng quy mô phát hành càng lớn thì

mức độ định dưới giá càng thấp. Quan điểm thứ hai cho rằng quy mô phát hành càng

nhỏ thì mức độ định dưới giá càng thấp.

Để tìm ra mối quan hệ giữa giá của đợt IPO và quy mô phát hành trong các đợt

IPO ở thị trường chứng khoán Hàn Quốc, Kim, Krinsky, và Lee (1995) sử dụng một

mẫu gồm 260 công ty cổ phần hóa niêm yết trên thị trường chứng khoán Hàn Quốc từ

năm 1985-1990 làm các bài kiểm tra. Họ chạy thử nghiệm nhiều hồi quy và kết quả

cho thấy tác động của quy mô phát hành trên giá thị trường IPO là đáng kể, quy mô

phát hành có mối quan hệ đồng biến với giá thị trường cổ phiếu của các công ty cổ

phần hóa, tức là quy mô phát hành càng lớn thì mức độ định dưới giá càng thấp.

Trong lý thuyết “winner’s curse” của Rock (1986) cũng đề cập đến ảnh hưởng

của quy mô phát hành đến mức độ định dưới giá. Nếu quy mô phát hành càng lớn thì

càng có nhiều thông tin về giá trị nội tại của công ty IPO được công bố, do đó sẽ có ít

khả năng tồn tại việc bất cân xứng thông tin. Một số nghiên cứu gần đây cũng ủng hộ

cho lý thuyết này. Kennedy, Sivakumar và Vetzal (2004) đã nghiên cứu tầm quan trọng

của thông tin bất cân xứng đối với các công ty và người tham gia. Họ đã phát hiện ra

rằng các công ty còn tồi tệ hơn sau đó nếu IPO bị định giá sai so với nếu IPO được

định giá chính xác. Đặc biệt, phạm vi mà những nhà đầu tư quan tâm đến việc định

dưới giá khi IPO phụ thuộc vào việc họ có thể bán chúng bao nhiêu trong lần chào bán

đầu tiên. Càng nhiều cổ phiếu được bán ra thì càng có nhiều động cơ phải chịu các chi

phí quảng cáo cho việc phát hành và tạo ra thông tin để giảm việc định dưới giá làm

thất thoát tài sản của họ.

17

Có một quan điểm khác trái ngược với các quan điểm ở trên. Karlis (2010) cho

rằng quy mô phát hành có mối quan hệ đồng biến mới mức độ định dưới giá. Karlis lý

giải rằng một số công ty tốt có thể chọn để giữ lại một phần lớn cổ phiếu của họ và đây

là một tín hiệu cho việc cổ phiếu đang bị định giá thấp. Lý do đằng sau đó là những

công ty có thể bán cổ phiếu của họ sau đó với giá cao hơn. Ví dụ, các công ty phát

hành của chính phủ thường sử dụng chiến lược này để báo hiệu niềm tin vào cổ phiếu

của họ trong đợt IPO (Perotti, 1995; Mok và Hui, 1998). Vì vậy, khi nhà đầu tư nhận

được tín hiệu, họ sẽ sẵn sàng trả giá cao hơn cho những cổ phiếu của các công ty bán

cổ phiếu ra công chúng với số lượng ít, từ đó làm giảm mức độ định dưới giá khi IPO.

Điều này đồng nghĩa với việc số lượng cổ phiếu bán ra càng ít thì khả năng cổ phiếu bị

định dưới giá sẽ càng thấp.

2.2. Giá khởi điểm

Nghiên cứu trước đây về việc phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng đã

chứng minh được rằng hiện tượng định dưới giá có thể được giải thích do sự bất cân

xứng thông tin. Một lời giải thích cho hành vi giá bất thường được gọi là “winner’s

curse” (lời nguyền của người chiến thắng) được phát triển bởi Rock năm 1986. Theo

Rock có ba chủ thể chính tham gia vào thị trường IPO là tổ chức phát hành, tổ chức

bảo lãnh phát hành và nhà đầu tư. Rock xác định hai loại nhà đầu tư, bao gồm nhà đầu

tư có đầy đủ thông tin là người nhận ra giá trị thực sự của đợt IPO, và các nhà đầu tư

không hiểu rõ hoặc có sự hạn chế về thông tin để ước tính giá trị thực của đợt IPO. Các

nhà đầu tư, kể cả nhà đầu tư có đầy đủ thông tin và nhà đầu tư không có đủ thông tin

đều mong muốn tìm kiếm lợi nhuận thông qua việc mua các chứng khoán bị định giá

thấp trong các đợt IPO để hưởng chênh lệch. Tuy nhiên theo Rock, các nhà đầu tư có

đầy đủ thông tin chỉ mua khi biết giá IPO bị định giá thấp trong khi đó các nhà đầu tư

không có đủ thông tin sẽ mua với giá ngẫu nhiên. Với mức giá không hấp dẫn sẽ chỉ có

nhà đầu tư không có đủ thông tin tham gia vào thị trường. Ngược lại, với một mức giá

18

hấp dẫn hơn thì nhu cầu của họ lại bị chia sẻ với những nhà đầu tư có đủ thông tin. Từ

thực tế này, các nhà đầu tư không có đủ thông tin sẽ có tâm lý e ngại và đề phòng khi

mua chứng khoán IPO và có xu hướng rời khỏi thị trường IPO trừ khi họ nhận thấy

chứng khoán đó thực sự hấp dẫn. Nếu điều này xảy ra trong thực tế sẽ làm giảm nhu

cầu về chứng khoán IPO. Rock cho rằng thị trường sơ cấp phụ thuộc vào sự tham gia

của các nhà đầu tư không có thông tin. Điều này yêu cầu các công ty IPO phải dành

một mức chiết khấu hay giảm giá để thu hút những nhà đầu tư không có thông tin tham

gia vào thị trường như một khoản bảo hiểm hay bù đắp cho sự không chắc chắn. Nói

cách khác, các đợt IPO phải được định thấp hơn giá kỳ vọng. Điều này có nghĩa là giá

khởi điểm càng thấp thì mức độ định dưới giá sẽ càng cao.

Allen và Faulhaber (1989), Welch (1989), Grinblatt và Hwang (1989) đã cố

gắng giải thích vấn đề định dưới giá khi IPO bằng cách sử dụng giả thuyết tín hiệu. Giả

thuyết này nói rằng có sự bất đối xứng thông tin giữa các tổ chức phát hành và các nhà

đầu tư. Như đã đề cập ở trên, các tổ chức phát hành sở hữu nhiều thông tin về đợt IPO

hơn các nhà đầu tư . Vì vậy, các nhà đầu tư có thể đối mặt với vấn đề “lemon” trong

IPO, tức là mua phải chứng khoán có giá trị thấp với giá cao. Họ sẽ nghĩ rằng các công

ty phát hành sẵn sàng bán cổ phiếu với giá trung bình chỉ vì cổ phiếu của họ có chất

lượng thấp (Welch và Ritter, 2002). Kết quả là, những cổ phiếu đưa ra mức giá khởi

điểm thấp sẽ có ít nhà đầu tư tham gia đặt mua dẫn đến mức giá mua thành công cũng

sẽ thấp và làm tăng mức độ định dưới giá cổ phiếu. Tổ chức phát hành hoặc nhà bảo

lãnh phát hành có thể sử dụng việc định giá khi IPO như một tín hiệu cho thấy chất

lượng của các cổ phiếu đang được cung cấp cho nhà đầu tư vì chi phí định dưới giá đối

một công ty xấu là đáng kể.

2.3. Tốc độ tăng trưởng kinh tế

Trên thế giới đã có rất nhiều bài nghiên cứu sử dụng tốc độ tăng trưởng GDP

đại diện cho các biến số điều kiện kinh tế vĩ mô để tìm ra mối liên hệ với lợi nhuận

19

trong ngày đầu tiên IPO. Tuy nhiên hầu hết các nghiên cứu này đều chỉ đưa tốc độ tăng

trưởng GDP tại thời điểm IPO vào phương trình hồi quy mà chưa xét đến tốc độ tăng

trưởng GDP tại thời điểm cổ phiếu được niêm yết (M.S Wei Leong, 2012; Mustafa

Hakan, Sevin và Hilal, 2012) và hầu hết các bài nghiên cứu này đều không tìm ra mối

tương quan giữa tốc độ tăng trưởng GDP và lợi nhuận của cổ phiếu IPO trong ngày đầu

tiên. Chỉ có một số ít nghiên cứu tìm ra mối tương quan ví dụ như Hiromasa Nakamura

(2003). Hiromasa Nakamura trong luận án tiến sĩ của ông nghiên cứu về mối quan hệ

giữa lợi nhuận trong ngày đầu tiên IPO với các điều kiện kinh tế vĩ mô tại 21 quốc gia

chia thành hai nhóm: các nước phát triển và các nước đang phát triển. Sử dụng mô hình

hồi quy OLS, Hiromasa Nakamura đã đi đến kết luận rằng tốc độ tăng trưởng GDP

thực tế của một quốc gia với lợi nhuận trong ngày đầu tiên IPO có tương quan cùng

chiều với nhau. Ông nhận thấy rằng nếu tốc độ tăng trưởng GDP thực tế của một nước

càng cao thì tỷ lệ lợi nhuận trong ngày đầu tiên IPO sẽ càng cao và ngược lại.

Liên quan thời điểm IPO và thời điểm niêm yết, Taufil Mohd K. N. (2007) đã

tiến hành một cuộc kiểm tra thực nghiệm để tìm ra các nguyên nhân ảnh hưởng đến

mức độ định dưới giá liên quan đến những quy định của đợt IPO. Cuộc điều tra được

tiến hành trên 546 đợt IPO trên thị trường chứng khoán Kuala Lumpur trong khoảng

thời gian từ năm 1990 đến 2002 và phát hiện ra rằng độ dài khoảng thời gian từ khi

thiết lập giá cho đến khi cổ phiếu được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán tập

trung có mối quan hệ nghịch biến đến mức độ định dưới giá. Tức là khoảng thời gian

từ khi thiết lập giá cho đến khi cổ phiếu được niêm yết trên sàn càng dài thì mức độ

định dưới giá càng cao. Taufil Mohd K. N. lý giải rằng nguyên nhân chính đằng sau

hiện tượng này là sự thay đổi trong môi trường kinh tế vĩ mô theo chiều hướng tốt lên

đã làm cho giá cổ phiếu khi niêm yết trên sàn được trả giá cao hơn.

20

2.4. Tuổi công ty

Ritter (1984) cho rằng các công ty nhỏ và mới thành lập định giá cổ phiếu của

họ khi IPO thấp hơn nhiều so với các công ty lớn và có lịch sử lâu đời. Trong nghiên

cứu của mình, ông khẳng định IPO của các công ty mới thành lập có tỷ lệ lợi nhuận

ban đầu cao hơn so với các công ty trưởng thành hơn.

Clark (2002) đã chứng minh rằng mức độ định dưới giá khi IPO phụ thuộc vào

độ tuổi của công ty. Ông đã sử dụng một mẫu với 1.234 công ty và chia chúng thành

hai nhóm công ty là nhóm công nghệ cao và các nhóm không sử dụng công nghệ cao.

Từ kết quả kiểm tra, dữ liệu cho thấy có mối tương quan có ý nghĩa thống kê giữa tuổi

công ty tại thời điểm IPO với diễn biến giá cổ phiếu. Cụ thể, các công ty sử dụng công

nghệ cao cho thấy một mối quan hệ nghịch biến giữa tuổi công ty và tỷ lệ lợi nhuận

trong ngày đầu tiên, điều này trái ngược với các công ty không sử dụng công nghệ. Tuy

nhiên, Ritter (1991) cũng như Clarkson và Merkley (1994) tin tưởng rằng mặc dù có sự

khác nhau trong ngành hàng, độ tuổi công ty có mối quan hệ nghịch biến với mức độ

định dưới giá. Ritter tìm ra rằng có mối quan nghịch biến giữa các công ty có lịch sử

lâu đời trong tất cả các ngành công nghiệp với mức độ định dưới giá khi IPO. Điều đó

chỉ ra rằng các công ty có lịch sử thành lập lâu đời sẽ có ít rủi ro bị định dưới giá khi

IPO hơn các công ty có thời gian hoạt động ngắn. Các nguyên nhân có thể giải thích

cho vấn đề này là các công ty lâu đời không sử dụng công nghệ cao thì thu nhập của họ

phải được ổn định và bền vững, vì vậy họ không cần phải định giá thấp cổ phiếu của họ

để thu hút các nhà đầu tư. Đối với các công ty công nghệ cao mới thành lập, họ không

có doanh thu quá khứ cũng như lợi nhuận vì vậy cổ phiếu của họ không hấp dẫn đối

với các tổ chức đầu tư lớn dẫn đến việc định giá thấp các cổ phiếu có vẻ là lựa chọn

duy nhất (Karlis, 2000).

21

2.5. Uy tín của nhà bảo lãnh phát hành

Trong nỗ lực để giải thích hành vi bảo lãnh phát hành, Rogue (1973) đã lựa

chọn ra 250 công ty mẫu từ năm 1965 đến năm 1969 để kiểm tra một vài biến độc lập

bao gồm uy tín của nhà bảo lãnh phát hành. Nghiên cứu cho rằng bảo lãnh có uy tín có

nhiều đòi hỏi khắt khe hơn so với bảo lãnh không có uy tín, bảo lãnh phát hành càng uy

tín thì đợt IPO sẽ càng được chú ý hơn đến giá trị nội tại. Bằng cách chạy thử nghiệm

mô hình hồi quy, ông đã tìm ra sự tồn tại mối quan hệ nghịch biến giữa uy tín của nhà

bảo lãnh phát hành và việc định dưới giá khi IPO. Tức là nếu nhà bảo lãnh phát hành

càng có uy tín thì khả năng chứng khoán bị định dưới giá khi IPO sẽ càng thấp.

Carter và Manaster (1990) đã chứng minh rằng, mức độ rủi ro sẽ thấp hơn đối

với những bảo lãnh phát hành có uy tín. Với những bảo lãnh phát hành không có uy tín,

có khả năng cao của việc định dưới giá. Do đó, có mối mối quan hệ giữa tỷ lệ lợi nhuận

thấp trong ngày giao dịch đầu tiên tương xứng với uy tín của nhà bảo lãnh phát hành.

Có một kết luận tương tự giữa các ngân hàng đầu tư có uy tín với việc định dưới giá

khi IPO qua nghiên cứu của Johnson và Miller (1988), Megginson và Weiss (1991),

Sharma và Seraphim (2010). Tất cả các kết luận đều có chung ý kiến rằng cách thức

công ty chuẩn bị IPO có thể thúc đẩy cạnh tranh giữa các nhà bảo lãnh phát hành.

Nhìn chung, các công ty có triển vọng lớn về tài chính có khả năng thuê những

nhà bảo lãnh phát hành chất lượng cao. Điều này sẽ gửi một tín hiệu tích cực cho công

chúng. Thị trường sẽ giả định rằng nếu đợt IPO không thực hiện theo đúng như dự

kiến, công ty sẽ thu hồi được khoản tổn thất từ nhà bảo lãnh phát hành có uy tín. Bảo

lãnh phát hành có chất lượng cao sẽ ngăn chặn ngay từ đầu nguy cơ bị định dưới giá.

Bằng việc thuê những nhà bảo lãnh có uy tín, công ty có thể bảo vệ chính họ chống lại

các đối thủ khác.

Tuy nhiên, cũng có một số nghiên cứu ủng hộ quan điểm cho rằng uy tín của

nhà bảo lãnh phát hành có quan hệ đồng biến với mức độ định dưới giá. Willenborg

22

(1999) trình bày lý thuyết của ông về tác động tích cực của danh tiếng của nhà bảo lãnh

phát hành đến mức độ định dưới giá khi IPO. Ông chỉ ra rằng các công ty có thể có

những lý do khác nhau cho việc tìm kiếm tổ chức bảo lãnh phát hành của họ. Trong

nghiên cứu của mình, các mẫu được chia thành hai nhóm: nhóm có tổ chức bảo lãnh

phát hành có uy tín cao và nhóm thứ hai bao gồm các công ty còn lại. Từ quan điểm

của các nhà đầu tư, nếu các tổ chức phát hành thuê tổ chức bảo lãnh phát hành có uy

tín hơn, điều này có thể cung cấp cho thị trường các tín hiệu rằng báo cáo tài chính của

tổ chức phát hành được phân tích một cách chính xác và giá chào bán sẽ không được

cao hơn giá trị thực. Hiệu ứng truyền tín hiệu thông tin này sẽ thu hút các nhà đầu tư.

Mặt khác, ngay cả khi các cổ phiếu được định giá quá cao, với tổ chức bảo lãnh phát

hành uy tín, các nhà đầu tư cũng có cơ hội tốt hơn để lấy lại khoản đầu tư của mình nếu

xảy ra tranh chấp. Điều này cho thấy hiệu ứng tín hiệu bảo hiểm cũng sẽ tăng nhu cầu

về cổ phiếu IPO. Nếu nhà bảo lãnh phát hành nhận thức được vấn đề này, họ sẽ có xu

hướng định giá cổ phiếu IPO thấp hơn để giảm rủi ro chứng khoán giảm giá và những

chi phí pháp lý liên quan đến việc kiện tụng của các nhà đầu tư về việc khuyến nghị

đầu tư vào những công ty có rủi ro cao.

Từ quan điểm của nhà bảo lãnh, nếu tổ chức phát hành và tổ chức bảo lãnh có

một hợp đồng bảo lãnh phát hành theo đó bảo lãnh phát hành sẽ mua tất cả các cổ

phiếu của các công ty phát hành và thiết lập một mức giá IPO để bán cho các nhà đầu

tư. Tổ chức phát hành sẽ giảm giá giá cổ phiếu tạo tính thanh khoản và đền bù cho rủi

ro cao cho nhà đầu tư. Trong trường hợp này nhà bảo lãnh sẽ được hưởng lợi từ tính

kinh tế theo quy mô hoặc từ danh tiếng của họ (Karlis, 2000). Theo Beatty và Ritter

(1986), nhà bảo lãnh phát hành có ba động cơ để định dưới giá. Trước hết, nhà bảo

lãnh sẽ biện minh rằng họ không thể ước tính chính xác giá trị của các cổ phiếu. Thứ

hai, nhà bảo lãnh phát hành có thể được hưởng lợi từ danh tiếng của họ. Cuối cùng, nếu

nhà bảo lãnh cố tình “gian lận” thì các nhà đầu tư sẽ ghi nhớ điều đó và họ có thể

không còn được hưởng lợi từ danh tiếng của họ nữa. Vì vậy, từ nghiên cứu trên cho

23

danh tiếng của bảo lãnh nên có một mối quan hệ đồng với mức độ định dưới giá khi

IPO bởi vì các nhà bảo lãnh uy tín bị ràng buộc bởi quyền lợi của mình để thiết lập

mức giá thấp hơn.

2.6. Các chỉ số kế toán

Riffe and Thompson (2000) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa giá cả các đợt

IPO với các thông tin kế toán của công ty. Họ nhận thấy rằng lợi nhuận trong ngày đầu

tiên IPO có mối tương quan với các đặc điểm liên quan đến thông tin kế toán của công

ty ví dụ như chỉ số giá trên thu nhập P/E, chỉ số giả cả sổ sách, chỉ số ROA, tỷ lệ nợ,

tổng tài sản…

Pan Jie (2009) trong bài nghiên cứu của mình đã tìm ra mối quan hệ đồng biến

giữa thu nhập mỗi cổ phần với giá khởi điểm và mối quan hệ nghịch biến của hệ số

ROA với mức độ định dưới giá khi IPO bằng việc nghiên cứu một mẫu các công ty

IPO từ năm 1996 đến năm 2004 tại Trung Quốc.

Zamzi Ahmad (2007) đã tiến hành nghiên cứu trên 117 đợt IPO từ năm 1995

đến 2005 trên thị trường chứng khoán Dhaka (Bangladesh). Bằng phương pháp hồi

quy, Zamzi Ahmad đã phát hiện ra có mối quan hệ đồng biến giữa quy mô công ty với

mức độ định dưới giá.

Dựa trên các nghiên cứu trước đây, Almisher và Kish (2000) đã phân tích rằng

thông tin kế toán là một đại diện cho rủi ro kỳ vọng trong thị trường IPO. Họ tập hợp

2.078 công ty tiến hành IPO ở Hoa Kỳ từ năm 1990 đến 1995 trên sàn NASDAQ và

NASDAQ OTC. Sau khi chạy mô hình hồi quy, họ đã chứng minh được rằng có mối

quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa thông tin kế toán với lợi nhuận của đợt IPO trong

ngày đầu tiên giao dịch trên thị trường. Liên kết quan trọng này không thể bỏ qua việc

việc họ dùng tổng lợi nhuận hay lợi nhuận ròng ; hoặc việc những giao dịch mẫu đó ở

NASDAQ, NASDAQ OTC hay tổng hợp của cả hai . Như vậy, thông tin kế toán có thể

24

được sử dụng như là mức độ rủi ro kỳ vọng của công ty khi chúng tham gia vào thị

trường IPO.

2.7. Vay nợ

Vay nợ là một cách để huy động vốn. Khi công ty tăng tiền cho vốn lưu động

hoặc chi tiêu vốn, họ thường bán trái phiếu hoặc hối phiếu cho các nhà đầu tư. Đổi lại,

nhà đầu tư sẽ trở thành chủ nợ và nhận thanh toán định kỳ. Tuy nhiên, nếu công ty có

các quyền chọn tăng trưởng, họ sẽ yêu cầu giữ lại nhiều tiền mặt hơn và ít có động lực

để phân phối cổ tức cho các nhà đầu tư.

Theo Smith và Watts (1992), công ty có tiềm năng tăng trưởng mạnh mẽ sẽ

yêu cầu vay nợ ít hơn do một số vấn đề liên quan đến vay nợ. Các công ty có tiềm năng

tăng trưởng cao sẽ có ít động cơ để chia cổ tức hơn các công ty tăng trưởng thấp. Vì

vậy, một khi họ quyết định chào bán cổ phiếu ra công chúng, thị trường sẽ nhìn thấy

những rủi ro. Để bù đắp cho những rủi ro đó, các công ty thường đưa ra một mức giảm

giá cho các đợt IPO. Do đó, vay nợ tương quan thuận với mức độ định dưới giá.

Christopher B.Barry và Vassil T. Mihov (2006) đã tìm ra mối quan hệ đồng

biến giữa việc vay nợ với mức độ định dưới giá khi IPO bằng việc nghiên cứu một mẫu

gồm hơn 5.000 công ty IPO trong giai đoạn 1980-2002 và nhận thấy rằng các công ty

có vay nợ cao có xu hướng định giá thấp cổ phiếu khi IPO hơn các công ty sử dụng

vốn đầu tư mạo hiểm.

25

Bảng 2.1: Tóm tắt các kết quả nghiên cứu trước đây

Tương quan nghịch chiều Nhân tố Tương quan cùng chiều

Rock (1986); Kennedy,

Sivakumar và Vetzal (2004); Karlis (2010); Perotti (1995); Quy mô phát hành Kim, Krinsky, và Lee (1995); Mok và Hui (1998)

Yuan Tian (2012)

Rock (1986); Welch và Ritter Giá khởi điểm (2002)

GDP Hiromasa Nakamura (2003)

Ritter (1984 ); Clark (2002);

Tuổi công ty Ritter (1991); Clarkson và

Merkley (1994); (Karlis, 2000)

Karlis (2000); Beatty và Ritter Rogue (1973); Trueman và

(1986) Titman (1985); Carter và

Manaster (1990); Johnson và Uy tín của nhà bảo

Miller (1988); Megginson và lãnh phát hành

Weiss (1991); Sharma và

Seraphim (2010)

Tổng tài sản Zamzi Ahmad (2007)

Pan Jie (2009) Smith và Watts (1992); Smith

và Watts (1992); Christopher ROA, P/E, DEBT B.Barry và Vassil T. Mihov

(2006); Yuan Tian (2012)

26

CHƯƠNG 3: DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1. Thu thập dữ liệu

Thu thập thông tin là một khâu cực kỳ quan trọng và chiếm tỷ trọng lớn trong

tổng thời gian nghiên cứu. Nhìn chung thị trường chứng khoán Việt Nam còn khá sơ

khai so với các thị trường chứng khoán phát triển trên thế giới. Ở Việt Nam cũng chưa

có một cơ quan lưu giữ các số liệu về chứng khoán một cách đầy đủ và có hệ thống nên

công việc thu thập dữ liệu cho bài nghiên cứu tương đối khó khăn. Dữ liệu của bài

nghiên cứu được thu thập thủ công từ nhiều nguồn khác nhau. Các thông tin cần thiết

cho bài nghiên cứu được khai thác chủ yếu từ Báo cáo kết quả đấu giá cổ phiếu, Bản

cáo bạch phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng (hay còn gọi là bản công bố

thông tin), báo cáo thường niên, báo cáo tài chính, lịch sử giao dịch của cổ phiếu trong

ngày giao dịch đầu tiên… Có một số chỉ tiêu không thể lấy trực tiếp trên Bản cáo bạch

của công ty mà phải tính gián tiếp qua các chỉ tiêu khác, ví dụ như tỷ số P/E, ROA hay

quy mô phát hành.

Hiện nay có ba cơ chế xác định giá IPO bao gồm cơ chế chào bán với giá cố

định, cơ chế đấu giá và cơ chế lập danh sách. Ở Việt Nam hiện nay chưa có cơ chế lập

danh sách, chỉ có một số ít các đợt IPO chào bán với giá cố định còn lại đa số là IPO

theo cơ chế đấu giá. Ngoài ra, theo dữ liệu thu thập được tại Sở giao dịch Chứng khoán

Thành phố Hồ Chí Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội chỉ ghi nhận kết quả đấu

giá IPO từ năm 2005, vì vậy dữ liệu của bài nghiên cứu này sẽ chỉ tập trung vào những

công ty IPO theo cơ chế đấu giá qua sàn giao dịch chứng khoán tập trung (bao gồm Sở

giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội)

trong giai đoạn từ tháng 01/2005 đến tháng 10/2013.

Tính đến tháng 10/2013 có 463 cuộc đấu giá được ghi nhận tại Sở giao dịch

Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội. Trong

463 cuộc đấu giá này bao gồm cả những cuộc đấu giá của các công ty chào bán lần thứ

27

hai hoặc lần thứ ba (tức là bản chất không phải là đấu giá phát hành cổ phiếu lần đầu ra

công chúng), các cuộc đấu giá của những công ty được niêm yết tại sàn giao dịch

chứng khoán tập trung hoặc chưa được niêm yết. Do mục đích của bài nghiên cứu, mẫu

sẽ chỉ gồm những công ty IPO đã niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán. Khi đối

chiếu với danh sách các công ty niêm yết, tác giả tìm được 127 cuộc đấu giá IPO (theo

đúng bản chất là đấu giá phát hành cổ phiếu lần đầu ra công chúng) của 127 công ty

đang niêm yết tại Sở giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh, Sở giao dịch

chứng khoán Hà Nội và sàn UpCom.

Cách thức thu thập các chỉ tiêu cụ thể như sau:

Giá IPO: là giá trúng thầu bình quân của đợt đấu giá IPO. Thông tin này được

lấy trong Báo cáo kết quả đấu giá cổ phiếu do cơ quan tổ chức đấu giá công bố (Sở

giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh hoặc Sở giao dịch chứng khoán Hà

Nội).

Giá đóng cửa trong ngày giao dịch đầu tiên: được thu thập từ dữ liệu lịch sử

vào ngày giao dịch đầu tiên của cổ phiếu tại sàn giao dịch nơi cổ phiếu đó được niêm

yết. Thông thường các công ty sẽ niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán tập trung

sau thời điểm IPO nên thông tin giá đóng cửa trong ngày giao dịch đầu tiên được thu

thập khá dễ dàng. Tuy nhiên, cũng có những công ty đã niêm yết trên sàn giao dịch

chứng khoán tập trung trước thời điểm IPO, vì vậy thông tin giá đóng cửa trong ngày

giao dịch đầu tiên phải được lấy chính xác vào ngày mà số cổ phiếu chào bán ra công

chúng đó chính thức được giao dịch (theo thông báo niêm yết cổ phiếu bổ sung do sàn

giao dịch tập trung nơi cổ phiếu đó được niêm yết công bố).

Dữ liệu giá IPO và giá đóng cửa trong ngày giao dịch đầu tiên sẽ được dùng để

tính toán mức độ định dưới giá của cổ phiếu IPO.

28

Giá khởi điểm: là mức giá thấp nhất mà tổ chức phát hành có thể bán cổ phiếu

cho nhà đầu tư. Giá khởi điểm có thể được thu thập trong bản cáo bạch của công ty

IPO, trên Thông báo đấu giá cố phần hoặc trên Báo cáo kết quả đấu giá do cơ quan tổ

chức đấu giá công bố.

Quy mô phát hành: Quy mô phát hành phản ánh quy mô nguồn vốn tối thiểu

mà doanh nghiệp kỳ vọng sẽ thu về sau khi IPO trong trường hợp số cổ phiếu chào bán

được bán hết. Quy mô phát hành được tính bằng cách lấy số lượng cổ phiếu chào bán

nhân với giá khởi điểm. Số lượng cổ phiếu chào bán và giá khởi điểm có thể được thu

thập trong bản cáo bạch của công ty IPO, trên Thông báo đấu giá cố phần hoặc trên

Báo cáo kết quả đấu giá do cơ quan tổ chức đấu giá thông báo.

Chênh lệch tốc độ tăng trưởng GDP tại thời điểm IPO và thời điểm niêm yết:

chỉ tiêu này được tính toán bằng hiệu số giữa tốc độ tăng trưởng GDP tại thời điểm

doanh nghiệp IPO với tốc độ tăng trưởng GDP tại thời điểm doanh nghiệp niêm yết cổ

phiếu tại sàn giao dịch chứng khoán. Để đơn giản trong tính toán, tác giả sử dụng tốc

độ tăng trưởng bình quân GDP tính theo năm. Đầu tiên, năm doanh nghiệp IPO được

thu thập trong thông báo đấu giá do cơ quan tổ chức đấu giá ban hành. Năm cổ phiếu

IPO chính thức giao dịch sẽ được thu thập từ các sàn giao dịch chứng khoán nơi cổ

phiếu đó niêm yết (HSX, HNX hoặc UpCom). Tiếp theo, tương ứng với từng năm sẽ

gắn với tốc độ tăng trưởng GDP bình quân năm của năm đó. Tốc độ tăng trưởng GDP

từ năm 2005 – 2012 được thu thập từ tổng cục thống kê như trong Bảng 4.1.

Bảng 3.1: Tốc độ tăng trưởng GDP bình quân năm từ năm 2005 – 2012

Năm 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012

Tốc độ tăng 8,4% 8,17% 8,48% 6,23% 5,32% 6,78% 5,89% 5,03% trưởng GDP

Nguồn: Tổng cục Thống kê Việt Nam

29

Tuổi công ty: được tính bằng khoảng cách thời gian từ khi doanh nghiệp thành

lập cho tới thời điểm tiến hành IPO. Thông tin này được lấy trên bản cáo bạch của

công ty.

Uy tín của tổ chức bảo lãnh phát hành: thông tin về tổ chức bảo lãnh phát

hành của đợt IPO được lấy trong bản cáo bạch của công ty. Ở các nước trên thế giới

khi một công ty tiến hành IPO sẽ cần có một tổ chức bảo lãnh phát hành. Bảo lãnh phát

hành chứng khoán là việc cam kết với tổ chức phát hành thực hiện các thủ tục trước khi

chào bán chứng khoán, nhận mua một phần hay toàn bộ chứng khoán của tổ chức phát

hành để bán lại hoặc mua số chứng khoán còn lại chưa được phân phối hết của tổ chức phát hành hoặc hỗ trợ tổ chức phát hành phân phối chứng khoán ra công chúng4. Tổ

chức bảo lãnh phát hành thường là một ngân hàng đầu tư. Tại Việt Nam không có loại

hình ngân hàng đầu tư mà chủ yếu là các ngân hàng thương mại và quy định về tổ chức

bảo lãnh phát hành được thực hiện theo điểm 14, điều 6 của Luật Chứng Khoán số

70/2006/QH11: “Tổ chức bảo lãnh phát hành là công ty chứng khoán được phép hoạt

động bảo lãnh phát hành chứng khoán và Ngân hàng Thương mại được Ủy Ban Chứng

Khoán Nhà Nước chấp thuận bảo lãnh phát hành trái phiếu theo điều kiện do Bộ Tài

chính quy định”. Ngoài ra, việc tổ chức bảo lãnh phát hành nhận mua một phần hay

toàn bộ chứng khoán của tổ chức phát hành để bán lại hoặc mua số chứng khoán còn

lại chưa được phân phối hết của tổ chức phát hành rất ít mà chủ yếu là tư vấn và hỗ trợ

tổ chức phát hành thực hiện các thủ tục trước khi chào bán chứng khoán và phân phối

chứng khoán ra công chúng. Thông thường các công ty chứng khoán nhận nhiệm vụ

bảo lãnh phát hành cho một công ty IPO cũng đồng thời đảm nhận nhiệm vụ của tổ

chức tư vấn phát hành, tức là cung cấp cho nhà đầu tư kết quả phân tích, công bố báo

4 Khoản 22 Điều 6 Luật chứng khoán 2006

cáo phân tích và khuyến nghị liên quan đến chứng khoán.

30

Uy tín của nhà bảo lãnh phát hành được xác định dựa vào thị phần bảo lãnh

phát hành trên thị trường. Hiện nay tại Việt Nam chưa có thống kê về thị phần bảo lãnh

phát hành chứng khoán. Tuy nhiên, theo thông tin tác giả thu thập được từ báo cáo tài

chính năm 2007 của các công ty chứng khoán (tác giả chọn năm 2007 làm năm tính

toán do đây là năm thị trường IPO diễn ra sôi động nhất với 74 cuộc đấu giá tại Sở giao

dịch chứng khoán Thành phồ Hồ Chí Minh và 51 cuộc đấu giá tại Sở giao dịch chứng

khoán Hà Nội), doanh thu từ bảo lãnh phát hành, đại lý phát hành chứng khoán đứng

đầu thị trường là Công ty Cổ phần Chứng Khoán Bảo Việt và Công ty Cổ phần Chứng

Khoán Sài Gòn với con số lần lượt là 52 tỷ đồng và 51,6 tỷ đồng.

Bài nghiên cứu xác định danh tiếng của nhà bảo lãnh phát hành như một biến

giả. Cổ phiếu của một công ty IPO được coi là có tổ chức bảo lãnh phát hành uy tín nếu

như tại thời điểm IPO công ty thuê tổ chức tư vấn bảo lãnh phát hành là Công ty Cổ

phần Chứng Khoán Bảo Việt hoặc Công ty Cổ phần Chứng Khoán Sài Gòn. Ngoài ra,

có một số cuộc đấu giá có từ hai tổ chức bảo lãnh phát hành trở lên (IPO của Công ty

Phát Triển Nhà Đà Nẵng, Công ty Khoan và Dịch Vụ Khoan Dầu Khí) hay tổ chức bảo

lãnh phát hành là một định chế tài chính lớn của nước ngoài (IPO của Ngân hàng

Ngoại Thương Việt Nam có tổ chức bảo lãnh phát hành là Credit Suisse Limited của

Singapore) cũng được xem là có tổ chức bảo lãnh phát hành uy tín.

Sau khi thiết lập biến giả với giá trị bằng “1” nếu công ty IPO có tổ chức bảo

lãnh phát hành uy tín và bằng “0” cho các trường hợp còn lại, kết quả có 32 cuộc IPO

có tổ chức bảo lãnh phát hành uy tín và 42 đợt IPO không có tổ chức bảo lãnh phát

hành uy tín.

Quy mô công ty: được tính bằng tổng tài sản tại thời điểm cuối năm trước năm

doanh nghiệp IPO. Chỉ tiêu này được lấy trong bản cáo bạch hoặc báo cáo tài chính của

công ty.

31

Hệ số ROA: được tính bằng cách thu thập tổng giá trị tài sản của doanh nghiệp

tại thời điểm cuối năm trước năm doanh nghiệp tiến hành IPO và lợi nhuận ròng (lợi

nhuận sau thuế) trong năm tài chính trước năm doanh nghiệp tiến hành IPO. Chẳng hạn

nếu doanh nghiệp có ngày niêm yết trong nằm khoảng từ ngày 01/01/2009 đến ngày

31/12 năm 2009 thì tổng tài sản sẽ được lấy vào thời điểm 31/12/2008 và lợi nhuận sau

thuế là của năm 2008. Sau khi lấy được tổng tài sản và lợi nhuận sau thuế, ROA sẽ

được tính theo công thức:

ROA =

Lợi nhuận sau thuế Tổng tài sản

Tỷ số P/E: là chỉ số giá thị trường trên thu nhập mỗi cổ phần được tính vào

thời điểm cuối năm trước năm IPO. Do không xác định được giá thị trưởng của cổ

phiếu IPO tại thời điểm cuối năm trước năm IPO nên tỷ số P/E trong bài nghiên cứu

này được tính theo công thức:

P/E = Giá chào bán Thu nhập mỗi cổ phần

Trong đó E hay là thu nhập mỗi cổ phần trong năm tài chính trước năm doanh

nghiệp IPO.

Có rất ít bản cáo bạch tính toán và công bố chỉ tiêu thu nhập mỗi cổ phần nên

chỉ tiêu này được tính toán gián tiếp thông qua việc thu thập các thông tin khác dựa

trên công thức tính toán chỉ tiêu này như sau:

Thu nhập trên mỗi cổ phần (EPS) = Thu nhập của cổ đông thường Số cổ phần thường đang lưu hành

Trong đó:

32

• Thu nhập của cổ đông thường: được tính bằng lợi nhuận sau thuế của năm trước

năm doanh nghiệp IPO trừ đi phần cổ tức của các cổ đông ưu đãi trong năm đó.

• Số cổ phần đang lưu hành: được tính vào thời điểm cuối năm trước năm doanh

nghiệp IPO bằng công thức:

Số cổ phần đang lưu hành = (Vốn điều lệ thực góp - Vốn cổ phiếu quỹ) Mệnh giá cổ phiếu5

Tỷ số nợ: Được tính theo công thức:

Tỷ số nợ =

Nợ phải trả Tổng tài sản

Hoặc:

Tỷ số nợ =

Nợ phải trả Tổng nguồn vốn

Trong đó: Nợ phải trả = Nợ ngắn hạn + Nợ dài hạn

Nợ phải trả và tổng tài sản (hay tổng nguồn vốn) được lấy vào thời điểm cuối

năm trước năm doanh nghiệp IPO. Thông thường chỉ tiêu này có thể lấy trực tiếp trong

bản cáo bạch của doanh nghiệp.

Cuối cùng, sau khi thu thập tất cả các thông tin cần thiết của 127 công ty đang

niêm yết tại sàn giao dịch (HSX, HNX và UpCom), có 53 công ty bị loại ra khỏi mẫu

5 Ở Việt Nam mệnh giá cổ phiếu quy ước là 10.000 đồng. Tuy nhiên vẫn có một số công ty có mệnh

giá cổ phiếu tại thời điểm IPO là 100.000 đồng (ví dụ như Công ty Sữa Việt Nam, Công ty Bao Bì

Nhựa Tân Tiến,,,). Để thống nhất trong đơn vị tính toán, các công ty có mệnh giá cổ phiếu là 100.000

đồng sẽ được quy đổi sang mệnh giá 10.000 đồng.

do không tìm thấy bản cáo bạch hoặc báo cáo tài chính vào năm tài chính trước năm

33

doanh nghiệp IPO và các công ty trước khi niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán có chia cổ tức6. Kết quả cuối cùng còn lại 74 công ty đủ tiêu chuẩn để tiến hành nghiên

cứu.

3.2. Phương pháp nghiên cứu

3.2.1. Mô hình

Bài nghiên cứu này sử dụng phương pháp hồi quy Bình Phương Bé Nhất

(OLS) để kiểm định mối quan hệ giữa việc định dưới giá trong các đợt IPO và những

nhân tố khác. Mô hình chung được sử dụng như sau:

DUPi = α+ ∑βiXi+ε (1)

Trong đó:

• DUP là mức độ định dưới giá

• α là hệ số chặn của mô hình

• ∑ βiXi là tổng của các biến độc lập

• ε là sai số

Mô hình hồi quy OLS sẽ tiến hành kiểm định 9 biến bao gồm quy mô phát

hành, giá khởi điểm, chênh lệch tốc độ tăng trưởng GDP của thời điểm IPO với thời

điểm niêm yết, tuổi công ty, uy tín của tổ chức tư vấn bảo lãnh phát hành, quy mô công

ty, hệ số ROA, tỷ số P/E và tỷ lệ nợ. Mô hình hồi quy được viết lại như sau:

DUPi= α + β1LNSIZE + β2LNSPRICE + β3DGDP + β4LNAGE + β5DUMMY +

β6LNASSET + β7LNPE + β8DEBT + β9ROA +ε (2)

6 Việc công ty chia cổ tức bằng tiền mặt hoặc cổ phiếu sẽ trực tiếp ảnh hưởng đến giá cổ phiếu. Để đơn giản trong tính toán tác giả đã loại các công ty này ra khỏi mẫu.

Trong đó:

34

• LNSIZE đại diện cho quy mô phát hành.

• LNSPRICE đại diện cho giá khởi điểm

• DGDP đại diện cho chênh lệch tốc độ tăng trưởng GDP tại thời điểm IPO với

thời điểm niêm yết.

• LNAGE đại diện cho tuổi công ty

• DUMMY đại diện cho uy tín của nhà bảo lãnh phát hành. Một biến giả được

thiết lập với giá trị bằng “1” nếu công ty IPO có tổ chức tư vấn bảo lãnh phát hành uy

tín và bằng “0” cho các trường hợp còn lại.

• ROA đại diện cho hệ số thu nhập ròng trên tổng tài sản.

• PE đại diện cho tỷ số P/E.

• DEBT đại diện cho tỷ số nợ.

3.2.2. Biến phụ thuộc

Biến phụ thuộc được sử dụng trong nghiên cứu này là mức độ định dưới giá

(viết tắt là DUP). DUP thường được sử dụng để kiểm tra các vấn đề định giá sai cho

ngày giao dịch đầu tiên của đợt IPO. Nó được gọi là lợi nhuận bất thường trong ngày

đầu tiên. DUP được tính theo công thức:

DUP = (Pi1 – Pi0)/ Pi0

Trong đó:

• Pi1 là giá đóng cửa trong ngày đầu tiên của chứng khoán i

• Pi0 là giá trúng thầu bình quân của chứng khoán i

 Nếu DUP > 0 có nghĩa là IPO bị định dưới giá.

 Nếu DUP < 0 có nghĩa là IPO bị định giá cao.

 DUP = 0 có nghĩa là IPO được định giá đúng.

35

Theo quan sát từ dữ liệu của bài nghiên cứu cho thấy, trong số 74 đợt IPO có

38 đợt IPO định dưới giá (DUP > 0) và 36 đợt IPO định giá cao (DUP < 0).

Giá trúng thầu bình quân của đợt IPO được thiết lập thông qua quá trình đấu

giá. Ở Việt Nam hiện nay đa số là đấu giá theo kiểu Anh. Trong một đợt đấu giá sẽ có

nhiều mức giá trúng thầu được sắp xếp theo thứ tự từ cao xuống thấp tương ứng với số

cổ phiếu đặt mua cho đến khi số cổ phiếu chào bán được bán hết. Mỗi nhà đầu tư sẽ

thanh toán tiền bằng mức giá đấu thành công của riêng họ. Giá trúng thầu bình quân

được tính bằng trung bình theo tỷ trọng của từng mức giá trúng thầu tương ứng với số

lượng cổ phiếu đặt mua tại mức giá đó.

Giá đóng cửa trong ngày giao dịch đầu tiên là mức giá mà nhà đầu tư sẵn sàng

trả cho cổ phiếu của công ty IPO khi nó chính thức được niêm yết trên sàn giao dịch

chứng khoán. Nếu giá trúng thầu bình quân thấp hơn giá đóng cửa trong ngày đầu tiên thì cổ phiếu đó đã bị định giá thấp7.

3.2.3. Biến độc lập

Quy mô phát hành (LNSIZE)

Được tính bằng tích số của giá chào bán và số lượng chứng khoán chào bán.

Đây là một biến đã được nghiên cứu trong nhiều bài nghiên cứu trước đây. Họ đã

chứng minh được rằng quy mô phát hành có mối quan hệ nghịch chiều với mức độ

định dưới giá. Cụ thể, càng nhiều cổ phiếu được phát hành thì xác suất định dưới giá

càng thấp. Sau khi dữ liệu quy mô phát hành được thu thập, biến này sẽ được lấy

logarit nhằm làm giảm sự biến động của dữ liệu trong mẫu cũng như với các biến khác.

Bài nghiên cứu này đặt giả thiết quy mô phát hành có tương quan nghịch chiều với

7 Để đơn giản trong tính toán, tác giả bỏ qua tính toán tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu và thị trường trong khoảng thời gian từ khi IPO đến khi cổ phiếu được niêm yết.

mức độ định dưới giá như kết quả của đa số các bài nghiên cứu.

36

Giả thiết 1: Quy mô phát hành có tương quan nghịch chiều với mức độ định dưới giá

Giá khởi điểm (LNSPRICE)

Giá khởi điểm là mức giá thấp nhất mà tổ chức phát hành có thể bán cổ phiếu

cho nhà đầu tư. Từ mức giá khởi điểm này, các nhà đầu tư sẽ đưa ra mức giá mà nhà

đầu tư có thể trả cho cổ phiếu IPO nhưng không được thấp hơn mức giá khởi điểm.

Tính toán giá khởi điểm là một quá trình phức tạp. Thông thường một tổ chức định giá

chuyên nghiệp sẽ được thuê để định giá doanh nghiệp dựa trên nhiều phương pháp

khác nhau như phương pháp chiết khấu dòng thu nhập, phương pháp P/E, phương pháp

tài sản ròng.... Giá trị doanh nghiệp là cơ sở để xác định mức giá khởi điểm. Giá khởi

điểm thường do cơ quan có quyền lực cao nhất trong công ty quyết định. Cũng giống

như biến quy mô phát hành, sau khi dữ liệu được thu thập, biến này sẽ được lấy logarit

nhằm làm giảm sự biến động của dữ liệu trong mẫu cũng như với các biến khác. Theo

kết quả của các nghiên cứu trước đây, giá khởi điểm có quan hệ nghịch biến với mức

độ định dưới giá, tức là giá khởi điểm đưa ra càng cao thì khả năng cổ phiếu bị định

dưới giá càng thấp. Bài nghiên cứu cũng đặt giả thiết Giá khởi điểm có tương quan

nghịch chiều với mức độ định dưới giá theo kết quả của đa số các bài nghiên cứu.

Giả thiết 2: Giá khởi điểm có tương quan nghịch chiều với mức độ định dưới giá

Chênh lệch tốc độ tăng trưởng GDP tại thời điểm IPO và thời điểm niêm yết (DGDP)

Trong một số nghiên cứu trước đây người ta đã chứng minh được tầm quan

trọng của tốc độ tăng trưởng GDP với mức độ định dưới giá và mối quan hệ này là

nghịch chiều. Do đặc điểm của các công ty IPO tại Việt Nam là khoảng thời gian từ khi

IPO đến khi niêm yết chính thức trên sàn giao dịch chứng khoán thường rất lâu nên

điều kiện kinh tế vĩ mô thay đổi đã tác động rất lớn đến thị trường chứng khoán mà cụ

thể là giá giao dịch trong ngày đầu tiên của cổ phiếu. Bài nghiên cứu này sẽ kết hợp tốc

độ tăng trưởng GDP ở cả hai thời điểm để cho ra biến Chênh lệch tốc độ tăng trưởng

37

GDP tại thời điểm IPO và thời điểm niêm yết. Sự kết hợp này chưa từng được khảo sát

trong bất kỳ nghiên cứu nào trước đây. Tác giả kỳ vọng biến này sẽ có mối tương quan

nghịch chiều với mức độ định dưới giá.

Giả thiết 3: Chênh lệch chênh lệch tốc độ tăng trưởng GDP tại thời điểm IPO với thời

điểm niêm yết có tương quan nghịch chiều với mức độ định dưới giá

Tuổi công ty (LNAGE)

Được xác định bằng số năm kể từ khi doanh nghiệp được thành lập cho đến

thời điểm doanh nghiệp IPO. Sau khi dữ liệu được thu thập, biến này cũng được lấy

logarit nhằm làm giảm sự biến động của dữ liệu trong mẫu cũng như với các biến khác.

Tuổi công ty là một trong những nhân tố điển hình ảnh hưởng đến mức độ định dưới

giá đã được nghiên cứu nhiều trong các nghiên cứu trước. Độ tuổi của công ty thể hiện

mức độ của sự trưởng thành của công ty. Theo các kết quả nghiên cứu trước đây, một

công ty có thời gian hoạt động càng lâu sẽ ít có khả năng bị định giá thấp khi IPO. Bài

nghiên cứu này đặt thiết tuổi công ty có tương quan nghịch chiều với mức độ định dưới

giá theo hầu hết các kết quả nghiên cứu trước đây.

Giả thiết 4: Số năm thành lập công ty có tương quan nghịch chiều với mức độ định

dưới giá

Uy tín của tổ chức tư vấn bảo lãnh phát hành (DUMMY)

Bài nghiên cứu xác định uy tín của nhà bảo lãnh phát hành như một biến giả

với giá trị bằng “1” nếu nhà bảo lãnh phát hành uy tín và bằng “0” nếu tổ chức bảo

lãnh phát hành không có độ uy tín cao. Theo hầu hết các kết quả nghiên cứu trước đây,

uy tín của nhà bảo lãnh phát hành có tương quan ngược chiều với mức độ định dưới

giá. Tuy nhiên cũng có một số nghiên cứu cho rằng uy tín của tổ chức bảo lãnh phát

hành có tương quan cùng chiều với mức độ định dưới giá. Bài nghiên cứu này đặt giả

38

thiết uy tín của nhà bảo lãnh phát hành có tương quan ngược chiều với mức độ định

dưới giá theo kết quả của số đông các nghiên cứu.

Giả thiết 5: Uy tín của nhà bảo lãnh phát hành có tương quan hệ nghịch chiều với mức

độ định dưới giá

Quy mô công ty (LNASSET)

Được tính bằng chỉ tiêu tổng tài sản của công ty tại thời điểm cuối năm trước

khi công ty tiến hành IPO. Sau khi thu thập dữ liệu, biến này cũng được lấy logarit

nhằm làm giảm sự biến động của dữ liệu trong mẫu cũng như với các biến khác. Theo

các kết quả nghiên cứu trước đây, có nhiều nghiên cứu cho thấy quy mô công ty có

tương quan ngược chiều với mức độ định dưới giá nhưng cũng có một số ít nghiên cứu

cho kết quả ngược lại. Nghiên cứu này đặt giả thiết quy mô công ty có tương quan

ngược chiều với mức độ định dưới giá.

Giả thiết 6: Quy mô công ty có tương quan nghịch chiều với mức độ định dưới giá

Hệ số ROA (ROA)

Được tính toán vào thời điểm cuối năm trước khi công ty tiến hành IPO. Thông

thường, thị trường sẽ nhận được một tín hiệu tích cực với tỷ số ROA cao. Điều này có

thể dẫn tới khả năng cao hơn IPO bị định dưới giá. Vì vậy, bài nghiên cứu kỳ vọng

ROA sẽ có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với việc định dưới giá khi IPO.

Giả thiết 7: ROA có tương quan cùng chiều với mức độ định dưới giá

Tỷ số P/E (PE)

Được tính toán vào thời điểm cuối năm trước khi công ty tiến hành IPO. Sau

khi thu thập dữ liệu, biến này cũng được lấy logarit nhằm làm giảm sự biến động của

dữ liệu trong mẫu cũng như với các biến khác. Theo kết quả của các nghiên cứu trước

đây, tỷ số P/E đồng biến với mức độ định dưới giá, tức là các đợt IPO bị định giá thấp

39

đáng kể đối với các công ty có tỷ số P/E cao. Bài nghiên cứu đặt giả thiết tỷ số P/E

đồng biến với mức độ định dưới giá theo kết quả của đa số các bài nghiên cứu.

Giả thiết 8: Tỷ số P/E có tương quan cùng chiều với mức độ định dưới giá

Tỷ lệ nợ (DEBT)

Được tính bằng cách lấy tổng nợ chia cho tổng tài sản của công ty. Giả thiết

của bài nghiên cứu này là tỷ lệ nợ có mối tương quan cùng chiều với mức độ định dưới

giá tương tự như kết quả của các nghiên cứu trước đây.

Giả thiết 9: Tỷ số nợ có tương quan cùng chiều với mức độ định dưới giá

Bảng 3.2: Tóm tắt giả thiết kỳ vọng của các biến

Tương quan Các nghiên cứu khác Các nghiên cứu cùng Biến với DUP kỳ quan điểm quan điểm vọng

Karlis (2010); Perotti Rock (1986); Kennedy,

(1995); Mok và Hui Sivakumar và Vetzal

(1998) (2004); Kim, Krinsky, và LNSIZE Nghịch chiều

Lee (1995); Yuan Tian

(2012)

Rock (1986); Welch và LNSPRICE Nghịch chiều Ritter (2002)

Hiromasa Nakamura DGDP Nghịch chiều (2003)

Ritter (1984 ); Clark

(2002); Ritter (1991); LNAGE Nghịch chiều Clarkson và Merkley

(1994); (Karlis, 2000)

DUMMY Nghịch chiều Rogue (1973); Trueman Karlis (2000); Beatty và

40

Ritter (1986) và Titman (1985); Carter

và Manaster (1990);

Johnson và Miller

(1988); Megginson và

Weiss (1991); Sharma và

Seraphim (2010)

LNASSET Nghịch chiều Zamzi Ahmad (2007) -

ROA Cùng chiều - Pan Jie (2009)

P/E Cùng chiều - -

- Smith và Watts (1992);

Smith và Watts (1992);

Christopher B.Barry và DEBT Cùng chiều

Vassil T. Mihov (2006);

Yuan Tian (2012)

41

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1. Lý thuyết

Bài nghiên cứu xem xét các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ định dưới giá khi

IPO tại Việt Nam và mối quan hệ giữa các biến độc lập với mức độ định dưới giá khi

IPO thông qua mẫu nghiên cứu gồm 74 công ty IPO trong khoảng thời gian từ tháng

01/2005 đến tháng 10/2013 tại Sở giao dịch Chứng Khoán Thành phố Hồ Chí Minh và

Sở giao dịch Chứng Khoán Hà Nội. Phương pháp được sử dụng trong bài nghiên cứu

là OLS. Các nhân tố được đưa ra xem xét bao gồm: quy mô phát hành, giá khởi điểm,

chênh lệch trong tốc độ tăng trưởng GDP tại thời điểm IPO và thời điểm niêm yết, tuổi

công ty, uy tín của nhà bảo lãnh phát hành, tổng tài sản, hệ số ROA, tỷ số P/E và tỷ lệ

nợ.

4.2. Kết quả thực nghiệm

4.2.1. Thống kê mô tả mẫu

Mô hình hồi quy của bài nghiên cứu được xây dựng như sau:

DUPi= α + β1LNSIZE + β2LNSPRICE + β3DGDP + β4LNAGE + β5DUMMY +

β6LNASSET + β7ROA + β8LNPE + β9DEBT + ε

Từ chương trình EVIEW ta có được bảng thống kê mô tả các biến của mô hình như

trong bảng 4.1.

42

Bảng 4.1: Bảng thống kê mô tả

DUP

LNSIZE LNSPRICE DGDP

LNAGE DUMMY LNASSET ROA

LNPE

DEBT

Mean

0.305001 25.29279

9.940940 0.013742 2.634480

0.432432

27.08834

0.081286 2.555943 0.593098

Median

0.025755 24.96162

9.672470 0.011500 2.673554

0.000000

26.64749

0.059661 2.206171 0.626472

Maximum

8.633911 29.90829

11.84940

0.034500 3.891820

1.000000

32.74978

0.509739 9.305651 0.966780

Minimum

-0.901836 23.15169

9.210340

-0.005700 0.000000

0.000000

23.73221

-0.026047 -0.124807 0.006351

Std. Dev.

1.295099 1.545973

0.781610 0.013852 0.777315

0.498795

1.709828

0.086461 1.702175 0.212977

Skewness

4.037344 0.939503

0.927645 0.182175 -0.831616 0.272772

1.198513

2.269699 1.957611 -0.648042

Kurtosis

24.76960 3.537699

2.639444 1.436356 3.877668

1.074405

4.846582

10.37521 8.128405 3.199133

Jarque-Bera

1662.274 11.77767

11.01398

7.948012 10.90465

12.35040

28.22977

231.2494 128.3576 5.301753

Probability

0.000000 0.002770

0.004058 0.018798 0.004286

0.002080

0.000001

0.000000 0.000000 0.070589

Sum

22.57009 1871.667

735.6296 1.016900 194.9515

32.00000

2004.537

6.015153 189.1398 43.88927

Sum Sq. Dev. 122.4415 174.4723

44.59673

0.014008 44.10800

18.16216

213.4163

0.545711 211.5101 3.311233

Observations

74

74

74

74

74

74

74

74

74

74

Nhìn vào bảng 4.1 ta thấy mức độ định dưới giá DUP trung bình từ mẫu quan

sát là 30,5001%, giải thích rằng trong số 74 đợt IPO, mức định dưới giá trung bình là

30,5001%. Mức độ định dưới giá nhiều nhất là 863,3911% và thấp nhất là -90,186%.

Kết quả này đã chứng minh tồn tại sự định giá sai trong các đợt IPO tại Việt Nam.

Tương tự với giá trị trung bình, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất của các biến

độc lập:

• Biến chênh lệch tốc độ tăng trưởng GDP giữa thời điểm IPO với thời điểm niêm

yết có giá trị trung bình là 1,3742%, giá trị lớn nhất là 3,45% và giá trị nhỏ nhất

là -0,57%.

• Biến ROA có giá trị trung bình là 8,1286%, giá trị lớn nhất là 50,9739% và nhỏ

nhất là -2,6047%.

43

• Biến Tỷ lệ nợ có giá trị trung bình là 59,3098%, giá trị lớn nhất là 96,6780% và

giá trị nhỏ nhất là 0,6351%.

• Các biến còn lại bao gồm LNSIZE, LNSPRICE, LNAGE, LNPE do đã được

logarit nên các giá trị trung bình, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất không mang ý

nghĩa giải thích trong thực tế.

4.2.2. Hệ số tương quan

Bảng 4.2. Bảng hệ số tương quan

Bảng hệ số tương quan trong bảng 4.2 đo lường mối tương quan giữa biến phụ

thuộc DUP với từng biến độc lập. Các hệ số tương quan của DUP với các biến

44

LNDPRICE, DGDP, LNAGE, LNASSET, LNPE, DEBT là âm cho thấy mối quan hệ

của biến phụ thuộc DUP với các biến này là ngược chiều nhau. Các hệ số tương quan

của DUP với các biến LNSIZE, DUMMY, ROA là dương cho thấy mối quan hệ của

biến phụ thuộc DUP với các biến này là cùng chiều với nhau.

4.2.3. Kết quả phân tích hồi quy

Dependent Variable: DUP Method: Least Squares Date: 11/03/13 Time: 23:02 Sample: 1 74 Included observations: 74

Coefficient

Prob.

Std. Error

Variable LNSIZE LNSPRICE DGDP LNAGE DUMMY LNASSET ROA LNPE DEBT C

0.210479 0.256019 10.85713 0.193265 0.308132 0.180501 2.325715 0.104019 0.862530 2.778330

0.0613 0.0062 0.0037 0.7284 0.3683 0.1330 0.4470 0.5239 0.1880 0.0982

t-Statistic 1.905187 -2.831834 -3.015511 -0.348742 0.906107 -1.521823 0.765064 -0.640807 1.330709 1.678130

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.401002 -0.725005 -32.73978 -0.067400 0.279201 -0.274690 1.779321 -0.066656 1.147777 4.662401 0.234501 Mean dependent var 0.126852 S.D. dependent var 1.210171 Akaike info criterion 93.72888 Schwarz criterion -113.7461 Hannan-Quinn criter. 2.178395 Durbin-Watson stat 0.035124

0.305001 1.295099 3.344489 3.655849 3.468694 2.165830

Bảng 4.3: Phân tích hồi quy mức độ định dưới giá (DUP) với các biến độc lập

Từ bảng kết quả hồi quy 4.3, phương trình (2) được viết lại như sau:

45

DUPi = 4,662401 + 0,401002LNSIZE - 0,725005LNSPRICE - 32,73978DGDP

- 0,0674LNAGE + 0,279201DUMMY - 0,27469LNASSET + 1,779321ROA

- 0,066656LNPE + 1,147777DEBT + ε

Hệ số R2 của mô hình là 23,45% giải thích rằng mô hình hồi quy xây dựng phù hợp với

tập dữ liệu ở mức 23,45%. Nói cách khác, 23,45% sự thay đổi trong mức độ định dưới

giá có thể được giải thích bởi các biến trong mô hình.

Nhìn vào bảng 4.3 ta thấy có ba biến có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với DUP là

biến LNSIZE, biến LNSPRICE và biến DGDP. Biến LNASSET có mối quan hệ với

DUP nhưng không thực sự mạnh.

• Biến LNSIZE có mối tương quan cùng chiều với DUP với hệ số là 0,401002 tại

mức ý nghĩa 5%. Điều này có nghĩa là khi các yếu tố khác không đổi, nếu LNSIZE

tăng thêm 1 đơn vị thì DUP tăng thêm 0,401002 đơn vị. Kết quả này không phù

hợp với giả thiết 1 của mô hình là “Quy mô phát hành có tương quan cùng chiều

với mức độ đình dưới giá”.

• Biến LNSPRICE có mối tương quan ngược chiều với DUP với hệ số -0,725005 tại

mức ý nghĩa 1%. Điều này có nghĩa là khi các yếu tố khác không đổi, nếu

LNSPRICE tăng thêm một đơn vị thì DUP giảm 0,725005 đơn vị. Kết quả này phù

hợp với giả thiết 2 của mô hình là “Giá khởi điểm có tương quan nghịch chiều với

mức độ định dưới giá”.

• Biến DGDP có mối tương quan ngược chiều với DUP với hệ số -32,73978 tại mức

ý nghĩa 1%. Đây là một biến có mức độ ảnh hưởng thực sự mạnh đến mức độ định

dưới giá. Kết quả cho thấy trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu DGDP

tăng thêm một đơn vị thì DUP sẽ giảm 32,73978 đơn vị. Kết quả này phù hợp với

giả thiết 3 của mô hình là “Chênh lệch chênh lệch tốc độ tăng trưởng GDP tại thời

điểm IPO với thời điểm niêm yết có tương quan nghịch chiều với mức độ định

dưới giá”.

46

• Biến LNASSET có mối tương quan nghịch chiều với DUP với hệ số -0,27469 ở

mức ý nghĩa 10%. Kết quả này phù hợp với giả thiết 6 của mô hình là “Quy mô

công ty có tương quan nghịch chiều với mức độ định dưới giá”.

• Các biến còn lại là LNAGE, DUMMY, ROA, LNPE và DEBT không có mối quan

hệ có ý nghĩa thống kê với DUP. Mô hình hồi quy đã thất bại trong việc chứng

minh tầm quan trọng của các biến này đến mức độ định dưới giá.

Để kiểm tra kết quả của mô hình hồi quy có đáng tin cậy hay không, tác giả

tiến hành một số kiểm định để kiểm tra tính đúng đắn của mô hình bao gồm kiểm định

đa cộng tuyến, kiểm định tính tự tương quan và kiểm định phương sai thay đổi.

Kiểm định đa cộng tuyến

Trong mô hình phân tích hồi quy đa biến, chúng ta giả thiết giữa các biến giải

thích Xi của mô hình độc lập tuyến tính với nhau, tức là các hệ số hồi quy với một cụ

thể là số đo tác động riêng phần của biến tương đó khí tất cả các biến khác trong mô

hình được giữ cố định. Tuy nhiên, nếu giả thiết này bị vi phạm tức là các biến giải

thích có tương quan thì chúng ta không thể tách biệt sự ảnh hưởng riêng biệt của một

biến nào đó. Hiện tượng này gọi là đa cộng tuyến.

Từ bảng kết quả hồi quy 4.3 ta thấy dấu của các biến phụ thuộc LNSIZE,

DUMMY, LNPE khác với dấu kỳ vọng nên tác giả nghi ngờ tồn tại hiện tượng đa cộng

tuyến trong mô hình.

Sử dụng phần mềm EVIEW tác giả xây dựng được bảng ma trận hệ số tương

quan cặp giữa các biến giải thích như bảng sau:

47

Bảng 4.4: Bảng ma trận hệ số tương quan cặp giữa các biến giải thích

LNSIZE LNSPRICE DGDP

LNAGE

DUMMY LNASSET

ROA

LNPE

DEBT

LNSIZE

1.000000

0.470352

0.002253

-0.021091

0.226248

0.791078

0.030375

0.120271

-0.003012

LNSPRICE 0.470352

1.000000

-0.059094

0.010341

0.193470

0.182562

0.307551

0.084558

0.051065

DGDP

0.002253

-0.059094

1.000000

0.130731

0.007652

0.006237

-0.218954 0.174120

0.212751

LNAGE

-0.021091

0.010341

0.130731

1.000000

-0.084237

0.122223

-0.142200 0.034816

0.148836

DUMMY

0.226248

0.193470

0.007652

-0.084237

1.000000

0.250738

0.156001

0.046654

-0.038278

LNASSET 0.791078

0.182562

0.006237

0.122223

0.250738

1.000000

-0.106703

-0.021526 0.256704

ROA

0.030375

0.307551

-0.218954

-0.142200

0.156001

-0.106703

1.000000

-0.455493

-0.368963

LNPE

0.120271

0.084558

0.174120

0.034816

0.046654

-0.021526

-0.455493 1.000000

0.004854

DEBT

-0.003012

0.051065

0.212751

0.148836

-0.038278

0.256704

-0.368963 0.004854

1.000000

Gọi R là hệ số tương quan giữa các biến.

Nếu R = 1 thì hai biến có tương quan cùng chiều với nhau

Nếu R = -1 thì hai biến có tương quan hoàn toàn và ngược chiều với nhau

Nếu 1

Nhìn vào Bảng 4.4 ta thấy hệ số tương quan chéo giữa các biến nằm trong khoảng

(-0,455493; 0,470352), nhỏ hơn 1. Về mặt trực quan lý thuyết ta có thể nhận định

không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.

Để khẳng định chắc chắn hơn về việc có tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến trong

mô hình hay không, tác giả tiến hành chạy mô hình phụ với biến phụ thuộc lần lượt là

các biến độc lập của mô hình gốc.

Từ mô hình hồi quy gốc: DUPi= α + β1LNSIZE + β2LNSPRICE + β3DGDP +

β4LNAGE + β5DUMMY + β6LNASSET + β7ROA + β8LNPE + β9DEBT + ε

48

Ta chạy mô hình hồi quy phụ với biến phụ thuộc lần lượt là LNSIZE, LNSPRICE,

DGDP, LNAGE, DUMMY, LNASSET, ROA, LNPE, DEBT và biến độc lập là các

biến độc lập còn lại của mô hình hồi quy gốc ta có được bảng tóm lược các kết quả sau:

Bảng 4.5: Bảng tóm tắt kết quả chạy mô hình hồi quy phụ

Biến độc lập R2 VIF

Phụ

Biến phụ thuộc

LNSIZE 0.810526 5.277768981

LNSPRICE 0.498992 1.995976112

DGDP 0.113042 1.127449101

LNAGE 0.111066 1.124942909

DUMMY 0.150718 1.1774652

LNASSET 0.789376 4.747797022

ROA 0.503845 2.015499189

LNPE 0.360059 1.562644056

DEBT 0.405496 1.682074469 LNSPRICE, DGDP, LNAGE, DUMMY, LNASSET, ROA, LNPE, DEBT LNSIZE, DGDP, LNAGE, DUMMY, LNASSET, ROA, LNPE, DEBT LNSIZE, LNSPRICE, LNAGE, DUMMY, LNASSET, ROA, LNPE, DEBT LNSIZE, LNSPRICE, DGDP, DUMMY, LNASSET, ROA, LNPE, DEBT LNSIZE, LNSPRICE, DGDP, LNAGE, LNASSET, ROA, LNPE, DEBT LNSIZE, LNSPRICE, DGDP, LNAGE, DUMMY, ROA, LNPE, DEBT LNSIZE, LNSPRICE, DGDP, LNAGE, DUMMY, LNASSET, LNPE, DEBT LNSIZE, LNSPRICE, DGDP, LNAGE, DUMMY, LNASSET, ROA, DEBT LNSIZE, LNSPRICE, DGDP, LNAGE, DUMMY, LNASSET, ROA, LNPE

Với nhân tử phóng đại phương sai VIF [VIF = 1/(1- R2

Phụ i)] <10 ta kết luận không có

hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.

Kiểm định tự tương quan

Tự tương quan là hiện tượng các giá trị trong cùng một thành phần của các

biến có sự tương quan với nhau. Hậu quả là các nhiễu cũng diễn ra hiện tượng tự tương

quan. Nếu mô hình có hiện tượng tự tương quan thì sẽ vi phạm giả thiết của phương

pháp hồi quy OLS và dẫn đến kết quả hồi quy không đáng tin cậy.

49

Sử dụng kiểm định Breusch-Godfrey trong EVIEW ta có được kết quả trong Bảng 4.6:

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic Obs*R-squared

0.346459 Prob. F(2,62) 0.817891 Prob. Chi-Square(2)

0.7085 0.6644

Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 11/03/13 Time: 16:23 Sample: 1 74 Included observations: 74

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Prob.

Coefficient

Std. Error

0.005948 0.002447 -0.129241 0.010213 0.047374 -0.003075 -0.062041 0.006477 -0.033341 -0.129002 -0.084379 0.061567

0.216936 0.259264 11.32656 0.200067 0.316845 0.187017 2.372181 0.105583 0.887583 2.811460 0.133574 0.134919

0.9782 0.9925 0.9909 0.9595 0.8816 0.9869 0.9792 0.9513 0.9702 0.9635 0.5299 0.6498

Variable LNSIZE LNSPRICE DGDP LNAGE DUMMY LNASSET ROA LNPE DEBT C RESID(-1) RESID(-2)

t-Statistic 0.027419 0.009438 -0.011410 0.051048 0.149518 -0.016445 -0.026154 0.061344 -0.037564 -0.045884 -0.631702 0.456325

1.18E-15 1.133118 3.387429 3.761061 3.536475 2.001472

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.011053 Mean dependent var -0.164406 S.D. dependent var 1.222721 Akaike info criterion 92.69293 Schwarz criterion -113.3349 Hannan-Quinn criter. 0.062993 Durbin-Watson stat 0.999989

Bảng 4.6: Bảng kết quả kiểm định tự tương quan

Nhìn vào Bảng 4.6 cho thấy Prob. Chi-Square(2) = 66,44% > 5% có nghĩa là không có

hiện tượng tự tương quan bậc 2 trong mô hình.

Kiểm định phương sai thay đổi

50

Một giả thiết quan trọng trong mô hình hồi quy là các yếu tố nhiễu xuất hiện

trong mô hình hồi quy có phương sai không thay đổi. Để kiểm tra, chúng ta sử dụng

kiểm định Harvey trong EVIEW và có được bảng kết quả sau:

0.2796 0.2696 0.1011

Heteroskedasticity Test: Harvey 1.253555 Prob. F(9,64) 11.08987 Prob. Chi-Square(9) 14.64676 Prob. Chi-Square(9)

F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS

Test Equation: Dependent Variable: LRESID2 Method: Least Squares Date: 11/03/13 Time: 23:16 Sample: 1 74 Included observations: 74

Coefficient

Prob.

Std. Error

t-Statistic

5.810986 0.440225 0.535475 22.70810 0.404221 0.644470 0.377524 4.864324 0.217559 1.804016

0.9089 0.8066 0.4096 0.1742 0.0422 0.6053 0.8794 0.6430 0.7217 0.9141

Variable C LNSIZE LNSPRICE DGDP LNAGE DUMMY LNASSET ROA LNPE DEBT

0.114854 0.245775 -0.830090 -1.374011 -2.073337 0.519385 0.152356 0.465701 -0.357810 -0.108345

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.667413 0.108196 -0.444492 -31.20118 -0.838087 0.334728 0.057518 2.265320 -0.077845 -0.195456 0.149863 Mean dependent var 0.030313 S.D. dependent var 2.531120 Akaike info criterion 410.0202 Schwarz criterion -168.3507 Hannan-Quinn criter. 1.253555 Durbin-Watson stat 0.279584

-2.079299 2.570377 4.820289 5.131649 4.944494 1.761193

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi bằng phương pháp Harvey

Nhìn vào Bảng 4.7 ta thấy Prob. Chi-Square(9) = 26,96% > 5% có nghĩa là

không có hiện tượng phương sai thay đổi.

51

Như vậy các giả thiết của mô hình hồi quy không bị vi phạm, kết quả của mô

hình hồi quy có thể tin cậy được

4.3. Thảo luận các kết quả Bảng 4.8: Bảng so sánh kết quả hồi quy

Tương Kết quả Các nghiên Các nghiên cứu khác quan với tương cứu cùng quan Biến quan điểm với kết quả DUP kỳ quan với điểm với kết nghiên cứu vọng DUP quả nghiên cứu

Rock (1986); Kennedy, LNSIZE Ngược Cùng Karlis (2010);

Sivakumar và Vetzal chiều chiều Perotti (1995);

(2004); Kim, Krinsky, Mok và Hui

và Lee (1995); Yuan (1998)

Tian (2012)

LNSPRICE Nghịch Nghịch Rock (1986);

chiều chiều Welch và Ritter

(2002); Trần

Thị Hải Lý và

Dương Kha

(2012)

DGDP Nghịch Nghịch Hiromasa

chiều chiều Nakamura

(2003)

LNAGE Nghịch Không Trần Thị Hải Lý Ritter (1984 ); Clark

chiều và Dương Kha (2002); Ritter (1991); tương

(2012) Clarkson và Merkley quan

(1994); (Karlis, 2000)

DUMMY Nghịch Không Rogue (1973); Trueman

chiều tương và Titman (1985); Carter

quan và Manaster (1990);

52

Johnson và Miller

(1988); Megginson và

Weiss (1991); Sharma

và Seraphim (2010);

Karlis (2000); Beatty và

Ritter (1986)

LNASSET Nghịch Nghịch Zamzi Ahmad Trần Thị Hải Lý và

chiều (2007) Dương Kha (2012) chiều

ROA Không Yuan Tian Cùng

chiều (2012) tương

Cùng Yuan Tian P/E

chiều (2012)

Cùng DEBT Smith và Watts (1992);

chiều Christopher B.Barry và quan Không tương quan Không tương quan Vassil T. Mihov (2006);

Yuan Tian (2012)

4.3.1. Quy mô phát hành

Theo các kết quả nghiên cứu trước đây cho thấy, hầu hết các nghiên cứu trước

đây đều cho rằng quy mô phát hành có quan hệ nghịch biến với mức độ dưới giá. Do

chi phí chào bán cổ phiếu lần đầu ra công chúng là tương đối lớn nên nếu đơn vị phát

hành với số lượng lớn thì chi phí IPO trên mỗi đơn vị cổ phiếu sẽ giảm đi (Kennedy,

Sivakumar và Vetzal, 2004). Ngoài ra, theo lý thuyết “winner’s curse” của Rock

(1986) cũng cho rằng, càng nhiều cổ phiếu được bán ra thì sẽ càng có nhiều thông tin

về giá trị nội tại của cổ phiếu được công bố nên sẽ làm giảm tình trạng bất cân xứng

thông tin từ đó làm giảm mức độ định dưới giá.

53

Tuy nhiên, từ bảng kết quả hồi quy trong Bảng 4.3 cho thấy quy mô phát hành

có mối tương quan đồng biến với mức độ định dưới giá. Điều này có nghĩa là quy mô

phát hành càng lớn thì mức độ định dưới giá càng cao. Kết quả này ủng hộ quan điểm

của Karlis (2010), Perotti (1995); Mok và Hui (1998). Nhìn nhận từ thực tế tại thị

trường Việt Nam cho thấy, thị trường chứng khoán Việt Nam chịu ảnh hưởng nhiều

bởi yếu tố tâm lý. Do thực trạng thông tin trên thị trường chứng khoán Việt Nam được

đánh giá là có độ minh bạch không cao, độ tin cậy của các báo cáo tài chính thấp.

Chính vì thế các nhà đầu tư đã có tâm lý lo ngại và đề phòng. Khi một công ty chào

bán lần đầu ra công chúng với số lượng ít, nhà đầu tư sẽ nghĩ rằng cổ phiếu đang bị

định giá thấp vì công ty (là chủ thể nắm nhiều thông tin hơn) đang giữ lại phần lớn cổ

phiếu của họ. Kết quả là họ sẵn sàng trả giá cao hơn cho cổ phiếu của những công ty

chào bán với số lượng ít và làm giảm mức độ định dưới giá.

4.3.2. Giá khởi điểm

Từ bảng kết quả hồi quy 4.3 cho thấy giá khởi điểm có tương quan nghịch

chiều với mức độ định dưới giá. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Trần

Thị Hải Lý và Dương Kha (2012) cũng như các lý thuyết thông tin bất cân xứng của

Rock (1986) và tín hiệu thị trường của Welch và Ritter (2002). Các doanh nghiệp ý

thức được giá trị doanh nghiệp và các triển vọng phát triển trong tương lai của họ, họ

sẽ không chấp nhận bị thất thoát tài sản vào tay các cổ đông mới bằng việc đưa ra một

mức giá khởi điểm cao. Đến lượt mình giá khởi điểm cao sẽ truyền tín hiệu đến cho các

cổ đông làm tăng mức cầu cổ phiếu cũng như tăng giá đấu thầu mà nhà đầu tư có thể

mua cổ phiếu từ đó làm giảm mức độ định dưới giá khi IPO.

4.3.3. Chênh lệch tốc độ tăng trưởng GDP

Trong hầu hết các nghiên cứu trước đây có đề cập đến biến tốc độ tăng trưởng

kinh tế đều không tìm ra mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa biến tốc độ tăng trưởng

kinh tế và mức độ định dưới giá (M.S Wei Leong, 2012; Mustafa Hakan, Sevin và

54

Hilal, 2012). Tuy nhiên tất cả những bài nghiên cứu này chỉ đề cập đến tốc độ tăng

trưởng GDP tại thời điểm IPO vào phương trình hồi quy mà chưa xét đến tốc độ tăng

trưởng GDP tại thời điểm cổ phiếu được niêm yết. Thực tế tại Việt Nam cho thấy, tính

trung bình khoảng thời gian từ khi công ty tiến hành IPO đến khi công niêm yết là gần

2 năm. Như vậy các biến số kinh tế vĩ mô (tốc độ tăng trưởng GDP là một đại diện) đã

thay đổi gần như hoàn toàn. Thêm vào đó, thời điểm công ty IPO là một nhân tố vô

cùng quan trọng quyết định đến thành công của đợt IPO cũng như thời điểm niêm yết

sẽ ảnh hưởng đến giá đóng cửa trong ngày giao dịch đầu tiên. Quan sát các dữ liệu

trong quá khứ tại thị trường chứng khoán Việt Nam cho thấy, giai đoạn từ năm 2005-

2007 là giai đoạn Việt Nam có nhiều công ty IPO nhất và số lượng các đợt IPO bị định

dưới giá cũng nhiều nhất. Một công ty biết lựa chọn thời điểm IPO tốt sẽ giảm thiểu

được nguy cơ cổ phiếu bị định giá thấp và tránh tổn thất tài sản của công ty. Tương tự,

thời điểm niêm yết tốt cũng góp phần làm tăng giá cổ phiếu của công ty. Bài nghiên

cứu này kết hợp tốc độ tăng trưởng GDP ở cả hai thời điểm IPO và thời điểm niêm yết

để thấy được ảnh hưởng của tốc độ tăng trưởng ở cả hai thời điểm. Kết quả từ mô hình

cho thấy đây là một biến có tương quan chặt chẽ đến mức độ định dưới giá.

4.3.4. Quy mô công ty

Từ kết quả hồi quy, quy mô công ty có tương quan cùng chiều với mức độ định

dưới giá (mức ý nghĩa nghĩa 13%). Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Zamzi

Ahmad (2007), ngụ ý rằng các công ty có quy mô càng lớn thì mức độ định dưới giá

càng thấp. Quan sát từ thực tế các đợt IPO tại Việt Nam cho thấy các công ty có quy

mô tài sản lớn (thường là các ngân hàng, các tập đoàn kinh tế lớn của nhà nước) với uy

tín của và lợi thế của mình thường đưa ra mức giá khởi điểm cao đã giúp hạn chế tình

trạng bị định dưới giá khi IPO. Đứng trên quan điểm của các nhà đầu tư, họ cũng đánh

giá cao những công ty có quy mô lớn dựa trên quan điểm các công ty lớn sẽ đứng vững

trong môi trường cạnh trường ngày càng gay gắt và khủng hoảng kinh tế.

55

4.3.5. Tuổi công ty

Rất nhiều các nghiên cứu trước đây đã chứng minh tuổi công ty có mối quan

hệ nghịch biến với mức độ định dưới giá, tức là các công ty càng có bề dày lịch sử thì

khả năng bị định dưới giá sẽ càng thấp (Ritter, 1984; Clark, 2002; Clarkson và

Merkley, 1994; Karlis, 2000). Tuy nhiên ở Việt Nam, có một số lượng lớn các công ty

IPO có nguồn gốc là những công ty nhà nước. Hầu hết những công ty này đều có số

năm hoạt động lớn nhưng nhà đầu tư lại không đánh giá cao do quan niệm các công ty

nhà nước thường ít năng động, bộ máy cồng kềnh, kinh doanh kém hiệu quả…Ngoài

ra, có nhiều công ty nhà nước trước đây hoạt động theo cơ chế bao cấp sau đó được tái

cấu trúc, tổ chức lại vào những năm 1988 -1995 và nhiều công ty không có có sở hữu

nhà nước nhưng trong quá trình hoạt động đã chia tách, sáp nhập, chuyển đổi…nên

khoảng thời gian hoạt động trước đó cũng không mang nhiều ý nghĩa.

4.3.6. Uy tín của nhà bảo lãnh phát hành

Uy tín của nhà bảo lãnh phát hành theo các nghiên cứu trước đây có ảnh hưởng

nghịch biến đến mức độ định dưới giá như Rogue (1973), Carter và Manaster

(1990)…và một số khác tìm ra mối quan hệ đồng biến với mức độ định dưới giá như

Willenborg (1999), Beatty và Ritter (1986), (Karlis, 2000). Tuy nhiên kết quả nghiên

cứu cho thấy uy tín của nhà bảo lãnh phát hành không có mối tương quan đến mức độ

định dưới giá. Điều này được lý giải là do các công ty chứng khoán ở Việt Nam chưa

thực sự hoạt động theo đúng chức năng của một tổ chức bảo lãnh phát hành so với các

thị trường tài chính phát triển trên thế giới. Việc tổ chức bảo lãnh phát hành nhận mua

một phần hay toàn bộ chứng khoán của tổ chức phát hành để bán lại hoặc mua số

chứng khoán còn lại chưa được phân phối hết của tổ chức phát hành còn rất hạn chế mà

chủ yếu là tư vấn và hỗ trợ tổ chức phát hành thực hiện các thủ tục trước khi chào bán

chứng khoán và phân phối chứng khoán ra công chúng. Chính điều này đã làm giảm đi

56

tầm quan trọng của nhân tô uy tín của tổ chức bảo lãnh phát hành đến mức độ định

dưới giá.

4.3.7. Hệ số ROA, tỷ số P/E và tỷ lệ nợ

Trong bài nghiên cứu tỷ số P/E, tỷ lệ nợ và tỷ số ROA không có nhiều ảnh

hưởng đến mức độ định dưới giá, trái với kết quả nghiên cứu của nhiều nghiên cứu

trước đây. Nguyên nhân của hiện tượng này có thể là tại Việt Nam các số liệu kế toán

có độ tin cậy thấp hoặc các nhà đầu tư không dành nhiều quan tâm đến các dữ liệu

trong quá khứ.

57

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GIỚI HẠN CỦA ĐỀ TÀI

5.1. Kết luận

Nghiên cứu này xem xét các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ định dưới giá khi

IPO trên thị trường chứng khoán Việt Nam thông qua nghiên cứu một mẫu gồm 74 đợt

IPO tiến hành IPO thông qua hình thức đấu giá tại Sở giao dịch chứng khoán Thành

phố Hồ Chí Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội. Kết quả cho thấy mức độ định

dưới giá trung bình là 30,5%. Điều này chứng tỏ rằng tồn tại sự định giá sai cổ phiếu

khi IPO tại Việt Nam.

Có chín nhân tố được tiến hành khảo sát trong nghiên cứu này bao gồm quy

mô phát hành, giá khởi điểm, sự khác biệt trong tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc

nội (GDP) tại năm IPO với năm cổ phiếu được niêm yết, tuổi công ty, uy tín của tổ

chức bảo lãnh phát hành, quy mô công ty, tỷ số ROA, tỷ số P/E và tỷ số nợ. Phân tích

hồi quy theo phương pháp OLS chỉ ra rằng tại thị trường chứng khoán Việt Nam, trong

chín nhân tố tiến hành khảo sát thì chỉ có nhân tố quy mô phát hành, giá khởi điểm,

chênh lệch tốc độ tăng trưởng GDP tại thời điểm IPO và thời điểm niêm yết có tương

quan với mức độ định dưới. Nhân tố quy mô công ty có ảnh hưởng đến mức độ định

dưới giá nhưng các bằng chứng không thực sự mạnh. Các nhân tố còn lại không có mối

quan hệ có ý nghĩa thống kê đến mức độ định dưới giá bao gồm tỷ số P/E, tỷ lệ nợ, tuổi

công ty, uy tín của nhà bảo lãnh phát hành và hệ số ROA.

5.2. Giới hạn của đề tài

Có một số hạn chế có thể ảnh hưởng đến kết quả của việc nghiên cứu. Đầu tiên

là vấn đề thu thập dữ liệu. Do các dữ liệu bị thiếu và vấn đề bảo mật, tác giả không thể

nhận được tất cả các thông tin cần thiết cho việc phân tích hồi quy. Kết quả, chỉ có một

số lượng hạn chế các đợt IPO có thể thu thập được từ thị trường và kết luận của bài

nghiên cứu có thể bị sai lệch vì vấn đề này.

58

Hạn chế thứ hai, mẫu của bài nghiên cứu khá nhỏ, chỉ 74 quan sát. Tuy nhiên,

do hạn chế của tác giả, bài nghiên cứu chưa sử dụng phương pháp OLS robust để khảo

sát trên các mẫu nhỏ nhằm làm tăng mức độ tin cậy của kết quả.

Hạn chế thứ ba, khi tính mức độ định dưới giá của đợt IPO, để đơn giản trong

tính toán, tác giả đã bỏ qua tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu và thị trưởng trong khoảng thời

gian từ khi IPO đến khi cổ phiếu được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán. Việc

bỏ qua này có thể làm cho kết quả nghiên cứu sai lệch so với thực tế.

Hạn chế thứ tư, bài nghiên cứu sử dụng giá trúng thầu bình quân là một căn cứ

để tính mức độ định dưới giá. Giá trúng thầu bình quân được tính là giá đấu thành công

của tất cả các nhà đầu tư. Tuy nhiên không phải nhà đầu tư nào trúng thầu cũng mua cổ

phiếu. Trong thực tế cho thấy có một số cuộc đấu giá có giá trúng thầu cao bất thường.

Ví dụ, giá đấu thành công cao nhất của Công ty Thủy Điện Thác Mơ là 56 triệu

đồng/cổ phiếu, của Công ty Nhiệt Điện Phả Lại là 50 triệu đồng/cổ phiếu, của Công ty

Nhiệt Điện Bà Rịa là 20 triệu đồng/cổ phiếu, Công ty Dược Phẩm Bến Tre là 29,5 triệu

đồng/cổ phiếu…Mức mức giá cao bất thường như vậy đã góp phần lớn vào việc đẩy

giá trúng thầu bình quân lên cao nhưng sau đó các nhà đầu tư đưa ra mức giá này

thường bỏ tiền đặt cọc và không mua cổ phiếu. Do thiếu thông tin nên tác giả đã không

thể loại bỏ những nhà đầu tư trúng thầu nhưng không mua cổ phiếu để tính toán mức

giá trúng thầu bình quân thực của đợt IPO. Nếu loại bỏ được phần này ra thì mức độ

định dưới giá sẽ cao hơn nữa.

Hạn chế thứ năm, bài nghiên cứu sử dụng giá đóng cửa trong ngày đầu tiên là

một căn cứ để tính mức độ định dưới giá mà chưa đề cập đến giá của cổ phiếu trong

một tuần, hai tuần, một tháng hay ba tháng sau niêm yết. Thực tế tại Việt Nam cho

thấy, hầu hết tại thời điểm niêm yết các công ty chưa lưu ký chứng khoán đầy đủ tại

trung tâm lưu ký chứng khoán nên có thể dẫn đến tình trạng thiếu nguồn cung tạm thời

vào thời điểm niêm yết và đẩy giá giao dịch của cổ phiếu trong ngày đầu tiên lên cao.

59

Hạn chế cuối cùng và không kém phần quan trọng là các nhân tố đưa ra để

xem xét trong bài nghiên cứu còn hạn chế. Trong thực tế, giá cả của chứng khoán có

thể phụ thuộc vào rất nhiều nhân tố ngoài chín nhân tố được đề cập trong bài nghiên

cứu. Tác giả khuyến nghị ngoài các nhân tố đã được nghiên cứu trước đây, các nghiên

cứu tại Việt Nam trong tương lai cũng nên xem xét việc đưa thêm vào nhiều biến độc

lập như ngành hàng, tỷ lệ lạm phát, chỉ số VN Index, tỷ lệ sở hữu nhà nước, lãi suất thị

trường, giá vàng, giá dầu….

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

TIẾNG VIỆT

1. Trần Thị Hải Lý & Dương Kha (2012). Bằng chứng về hiện tượng định dưới giá của

các IPO tại Việt Nam. Tạp chí Phát triển kinh tế , 26-37.

TIẾNG ANH

1. Almisher, M. A., Buell, S. G., & Kish, R. J. (January 01, 2002). The relationship

between systematic risk and underpricing of the ipo market. Research in Finance : a

Research Annual, 19.

2. Beatty, R.P. & Ritter, J.R. (1984). Investment Banking, Reputation, and

Underpricing of Initial Public Offerings. Journal of Financial Economics,15, 213-232.

3. Carter, R. & Manaster, S. (1990). Initial Public Offerings and Underwriter

Reputation. The Journal of Finance, 45, 4, 1045-1067.

4. Clark, D. T. (2002). A Study of the Relationship Between Firm Age-at-IPO and

Aftermarket Stock Performance. Financial Markets, Institutions and Instruments, 11,

4, 385-400.

5. Clarkson, P. M., & Merkley, J. (1994). Ex Ante Uncertainty and the Underpricing of

Initial Public Offerings: Further Canadian Evidence. Canadian Journal of

Administrative Sciences / Revue Canadienne Des Sciences De L'administration, 11, 2,

54-67.

6. Grinblatt, M., & Hwang, C. Y. (1989). Signalling and the Pricing of New Issues.

Journal of Finance, 44, 2, 393-420.

7. Hiromasa N. (2003). Analysis of Initial Returns Rate in the IPOMarket among 21

Countries

8. Kennedy, D., Sivakumar, R., & Vetzal, K. (2006). The implications of IPO

underpricing for the firm and insiders: Tests of asymmetric information theories.

Journal of Empirical Finance, 13, 1, 49-78.

9. Kristian R. (2013). Initial Public Offerings: International Insights

10. Loughran, T., & Ritter, J. (2004). Why Has IPO Underpricing Changed over

Time?. Financial Management, 33, 3, 5-37.

11. Megginson, W. L., & Weiss, K. A. (1991). Venture Capitalist Certification in

Initial Public Offerings. Journal of Finance, 46, 3, 879-903.

12. Rogue, D. E. (1973). On the Pricing of Unseasoned Equity Issues: 1965-1969.

Journal of Financial and Quantitative Analysis, 8, 1, 91-103.

13. Ritter, J.R. (1984). The ‘hot issue’ market of 1980. Journal of Business ,57, 215-

240.

14. Rock, K. (1986). Why new issues are underpriced. Journal of Financial

15. Yuan Tian (2012). An examination factors influencing Under-Pricing Of IPOs on

the London Stock Exchange.

16. Zamzi Ahmad (2007). Why IPOs are underpriced? Evidence from the Dhaka Stock

Exchange, Bangladesh.

CÁC TRANG WEB

18. www.hsx.vn

19. www.hnx.vn < http://www.hnx.vn/web/18114/daugia>