Đề tài khoa học: Kiểm định tính hiệu lực của các lý thuyết giải thích cho hiện tượng định dưới giá trong hoạt động phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng-bằng chứng thực nghiệm ở Việt Nam

Mã số: …………….

Kiểm định tính hiệu lực của các lý thuyết giải thích cho hiện tượng định dưới giá trong hoạt động phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng: Bằng chứng thực nghiệm ở Việt Nam

MỤC LỤC

Tóm tắt ............................................................................................................................... V

Chương 1 : Tổng quan bài nghiên cứu ............................................................................ 1

1.1 Lý do chọn đề tài ....................................................................................................... 1 1.2 Mục tiêu nghiên cứu .................................................................................................. 2 1.3 Phương pháp nghiên cứu. .......................................................................................... 3 1.4 Điểm mới của bài nghiên cứu .................................................................................... 3 1.5 Bố cục bài nghiên cứu ............................................................................................... 4

Chương 2 : Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm về hiện tượng định dưới giá

trong hoạt động phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng ................................. 6

2.1 Các bằng chứng thực nghiệm trên thế giới về mẫu hình định dưới giá .................... 6 2.1.1 Bằng chứng thực nghiệm ở các thị trường phát triển ......................................... 7

2.1.2 Bằng chứng thực nghiệm ở các thị trường mới nổi ............................................ 8

2.1.3 Bằng chứng thực nghiệm ở thị trường Việt Nam ............................................. 11

2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm về giải thích hiện tượng định dưới giá ..................... 13 2.2.1 Lý thuyết sự không chắc chắn về thông tin trước đợt phát hành ..................... 13

2.2.2 Lý thuyết uy tín nhà bảo lãnh phát hành .......................................................... 15

2.2.3 Lý thuyết cung cấp tín hiệu .............................................................................. 17

Chương 3 : Phương pháp nghiên cứu ............................................................................ 19

3.1 Giả thuyết nghiên cứu .............................................................................................. 19 3.2 Mô hình nghiên cứu ................................................................................................. 20 3.2.1 Phương pháp xác định mức độ định dưới giá ................................................... 21

3.2.2 Phương pháp kiểm định khả năng giải thích các lý thuyết ............................... 26

3.2.3 Sức khỏe tài chính doanh nghiệp IPO và mô hình Altman Z-score ................. 33

3.3 Dữ liệu nghiên cứu .................................................................................................. 34

Chương 4 Kết quả nghiên cứu ........................................................................................ 37

4.1 Kết quả xác định mức độ định dưới giá .................................................................. 37 4.2 Kết quả giải thích mức độ định dưới giá ................................................................. 43

Chương 5 Kết luận bài nghiên cứu ................................................................................ 61

5.1 Kết quả bài nghiên cứu thu được ............................................................................. 61 5.2 Hạn chế bài nghiên cứu ........................................................................................... 63 5.3 Hướng phát triển đề tài nghiên cứu ......................................................................... 65

TÀI LIỆU THAM KHẢO ............................................................................................... VI

III

DANH MỤC BẢNG

Bảng 1: Tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên trung bình ở một số quốc gia ............... 10

Bảng 2: Các biến giải thích cho mức độ định dưới giá trong ngắn hạn ............................ 31

Bảng 3: Thống kê mô tả tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên có điều chỉnh ............... 37

Bảng 4: Kiểm định trung bình mức độ định dưới giá của mẫu ......................................... 40

Bảng 5: Mức độ định dưới giá từng năm và từng giai đoạn.............................................. 42

Bảng 6: Mô tả dữ liệu ........................................................................................................ 44

Bảng 7: Tương quan giữa các biến trong mô hình hồi quy ............................................... 47

Bảng 8: Kết quả hồi quy mô hình tổng thể - Thước đo AR_CAPM ................................. 48

Bảng 9: Kết quả hồi quy mô hình tổng thể - Thước đo MAAR_CAPM .......................... 49

Bảng 10: Thống kê tóm lược các nhân tố giải thích trong mô hình 1 và mô hình 2 ......... 51

Bảng 11: Kết quả hồi quy kiểm định các lý thuyết - Thước đo AR_CAPM .................... 54

Bảng 12: Kết quả hồi quy kiểm định các lý thuyết - Thước đo MAAR_CAPM .............. 55

DANH MỤC HÌNH

Hình 1: Các công ty trong mẫu có tỷ suất sinh lợi điều chỉnh kỳ vọng âm ...................... 39

Hình 2: Các công ty trong mẫu có tỷ suất sinh lợi điều chỉnh kỳ vọng dương ................. 39

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

CAPM Mô hình định giá tài sản vốn - Capital asset pricing model

Sở Giao Dịch Chứng Khoán Thành phố Hồ Chí Minh – HOCHIMINH HOSE

Stock Exchange

HNX Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội – HANOI Stock Exchange

Phát hành cổ phiếu lần đầu ra công chúng - Initial Public Offering IPO

Phương pháp bình phương nhỏ nhất – Ordinary least square OLS

Phương pháp bình phương nhỏ nhất – Ordinary least square with robust OLS Robust

variance estimates

Tóm tắt Bài nghiên cứu được thực hiện nhằm xác định sự tồn tại của hiện tượng định dưới giá

trong ngắn hạn và kiểm định khả năng giải thích của mô hình bất cân xứng thông tin

thông qua lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt phát hành, lý thuyết uy tín nhà bảo lãnh

và lý thuyết cung cấp tín hiệu cho mức độ định dưới giá tại thị trường IPO của Việt Nam.

Áp dụng thước đo tỉ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh từ mô hình định giá

tài sản vốn CAPM trên mẫu 54 cuộc IPO trong giai đoạn từ tháng 01/2005 đến tháng

12/2012 tại sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh HOSE và giai đoạn từ

tháng 01/2010 đến tháng 12/2012 tại sở giao dịch chứng khoán Hà Nội HNX, tác giả tìm

thấy mức độ định dưới giá là 34.73% và 45.56%. Sử dụng mô hình hồi quy theo phương

pháp bình phương bé nhất OLS, hồi quy theo phương pháp robust và hồi quy bootstrap,

bài nghiên cứu thu được bằng chứng ủng hộ cho lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt

phát hành và lý thuyết hiệu ứng cung cấp tín hiệu. Cụ thể, nhân tố tỷ lệ đặt mua vượt

mức, quy mô tài sản công ty thời điểm trước đợt IPO, mức giá khởi điểm trong đợt đấu

giá có mối tương quan ngược chiều lên mức độ định dưới giá như kỳ vọng, trong khi

nhân tố độ rủi ro của đợt phát hành và giá trị nội tại của công ty thể hiện mối tương quan

dương. Bài nghiên cứu ứng dụng chỉ số Altman Z-score như là nhân tố đo lường tổng

hợp cho sức khỏe tài chính của công ty trước IPO và xác nhận khả năng tác động ngược

chiều của Z-score lên tỉ suất sinh lợi điều chỉnh theo mô hình CAPM. Kết quả kiểm định

bác bỏ phần lớn hiệu lực giải thích của các yếu tố liên quan đến uy tín nhà bảo lãnh phát

hành và đơn vị kiểm toán cho công ty phát hành.

Từ khóa: Phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng (IPO), định dưới giá trong ngắn

hạn, short-term underpricing, lý thuyết cung cấp tín hiệu, ex-ante uncertainty theory.

Chương 1 : Tổng quan bài nghiên cứu

1.1 Lý do chọn đề tài

Phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng (IPO) là sự kiện có ý nghĩa bước ngoặc

quan trọng trong đời sống một doanh nghiệp, đánh dấu quá trình chuyển đổi đơn vị phát

hành thành công ty đại chúng. Không chỉ mang giá trị ở khía cạnh thực tiễn, hoạt động

IPO còn thu hút sự quan tâm đáng kể của cộng đồng học thuật và là một trong những lĩnh

vực được nghiên cứu sâu rộng nhất trong kinh tế tài chính, tập trung vào các mẫu hình

bất thường của giá cổ phiếu trong đợt IPO. Nổi trội nhất là mẫu hình định dưới giá.

Hiện tượng định dưới giá trong ngắn hạn khi doanh nghiệp IPO được đặc trưng bởi mức

giá phát hành cổ phiếu từ công ty phát hành đến nhà đầu tư thấp hơn đáng kể so với mức

giá mà cổ phiếu được giao dịch trên thị trường niêm yết chính thức sau đó. Theo lý thuyết

thị trường hiệu quả, mẫu hình định dưới giá sẽ nhanh chóng biến mất khi đa số nhà đầu

tư nhận ra cơ hội đạt được tỷ suất sinh lợi cao vượt mức và nỗ lực đạt được thông qua

hàng loạt các giao dịch cùng chiều. Tuy nhiên, sự xuất hiện phổ biến và xu hướng duy trì

trong một thời gian nhất định của mẫu hình định dưới giá góp phần củng cố nên một bất

thường thách thức trực tiếp lý thuyết thị trường hiệu quả.

Các nhà nghiên cứu đã nỗ lực xây dựng nhiều lý thuyết nhằm giải thích cho mẫu hình

định dưới giá trong ngắn hạn. Trong đó, phải kể đến lý thuyết bất cân xứng thông tin

được Rock (1986) đưa ra với ý niệm “cái giá phải trả của người chiến thắng”, lý thuyết

uy tín nhà bảo lãnh phát hành phát triển bởi Betty và Ritter (1986) hay lý thuyết cung cấp

tín hiệu được đề xuất bởi Ibbotson (1975). Mặc dù vậy, việc thiếu vắng một lý thuyết có

khả năng giải thích toàn diện cho hiện tượng định dưới giá trong IPO cũng như lý giải

hợp lý cho hành vi của các cổ đông hiện hữu khi chấp nhận bán cổ phiếu ở mức giá thấp

hơn mức có khả năng đạt được đến nay vẫn là một thách thức trực tiếp đặt ra cho cộng

đồng nghiên cứu.

Thực tế xuất hiện hiện tượng định dưới giá khi IPO ở các thị trường đã phát triển lẫn thị

trường mới nổi đặt ra câu hỏi về sự tồn tại của mẫu hình này ở thị trường IPO của Việt

Nam. Hơn nữa, thị trường tài chính Việt Nam có những đặc điểm riêng biệt có thể tác

động đến mức độ định dưới giá như: cơ chế định giá là đấu giá riêng biệt, hoạt động IPO

chủ yếu là cổ phần hóa các doanh nghiệp Nhà nước và thời gian từ khi IPO đến khi doanh

nghiệp niêm yết chính thức trên sở giao dịch chứng khoán thường kéo dài. Với mong

muốn xác định bằng chứng cho hiện tượng định dưới giá cũng như kiểm định tính thực

nghiệm của các lý thuyết trên tại thị trường IPO Việt Nam, tác giả chọn thực hiện đề tài

nghiên cứu “Kiểm định tính hiệu lực của các lý thuyết giải thích cho hiện tượng định

dưới giá trong hoạt động phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng: Bằng

chứng thực nghiệm ở Việt Nam”.

1.2 Mục tiêu nghiên cứu

Mục tiêu chính của bài nghiên cứu là xác định sự tồn tại của mẫu hình định dưới giá và

xây dựng mô hình thực nghiệm nhằm kiểm định khả năng giải thích cho hiện tượng định

dưới giá ngắn hạn của các IPO ở thị trường Việt Nam dựa trên nền tảng kết hợp ba lý

thuyết trọng tâm được phổ biến trong cộng đồng học thuật thế giới, bao gồm lý thuyết sự

không chắc chắn trước đợt IPO, lý thuyết uy tín nhà bảo lãnh phát hành và lý thuyết cung

cấp tín hiệu.

Để thực hiện được mục tiêu trên, bài nghiên cứu cần làm rõ các vấn đề sau đây:

- Mức độ định dưới giá của các cuộc IPO tại Việt Nam qua các năm và trong thời

gian xem xét mẫu dữ liệu cụ thể là bao nhiêu?

- Xem xét các nhân tố đại diện cho lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt phát

hành, lý thuyết uy tín nhà bảo lãnh phát hành và lý thuyết cung cấp tín hiệu có giải

thích được cho mức độ định dưới giá ở thị trường Việt Nam?

- Sử dụng mức độ định dưới giá đã xác định được, thực hiện kiểm định tính hiệu lực

trong khả năng giải thích của các lý thuyết trên. Từ đó kết luận được vấn đề định

dưới giá ngắn hạn trong thực tiễn thị trường chứng khoán Việt Nam có được ủng

hộ và giải thích hợp lý bởi các cơ sở lý luận học thuật nền tảng.

1.3 Phương pháp nghiên cứu.

Bài nghiên cứu được thực hiện trên cơ sở dữ liệu 54 công ty tiến hành phát hành chứng

khoán lần đầu ra công chúng sau đó niêm yết cổ phiếu giao dịch tại Sở giao dịch chứng

khoán Thành phố Hồ Chí Minh (trong giai đoạn từ tháng 01/2005 đến hết tháng 12/2012)

và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (trong giai đoạn từ tháng 01/2010 đến hết tháng

12/2012). Sử dụng phương pháp thống kê mô tả và kiểm định trung bình, bài nghiên cứu

xác định mức độ định dưới giá trong đợt IPO của từng công ty và của trung bình toàn thị

trường theo thước đo tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh thị trường được

xây dựng trên nền tảng mô hình định giá tài sản vốn CAPM. Tác giả áp dụng mô hình

chuyển đổi đánh giá khả năng phá sản của Altman (2000) để đưa ra thước đo tổng hợp Z-

score đo lường sức khỏe tài chính của công ty trước IPO, đại diện cho lý thuyết sự không

chắc chắn trước đợt phát hành. Sau đó, kết quả các mức độ định dưới giá được đưa vào

mô hình hồi quy bình phương bé nhất OLS, hồi quy OLS robust và hồi quy bootstrap để

kiểm định khả năng giải thích của lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt IPO, lý thuyết

uy tín nhà bảo lãnh phát hành và lý thuyết cung cấp tín hiệu cho hiện tượng định dưới giá

trong phát hành chứng khoán lần đầu ở Việt Nam. Các kết quả tìm thấy được phân tích và

đưa ra kết luận.

1.4 Điểm mới của bài nghiên cứu

Bài nghiên cứu tìm thấy bằng chứng củng cố cho sự tồn tại của hiện tượng định dưới giá

ngắn hạn của các đợt phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng ở thị trường chứng

khoán Việt Nam, dựa trên kết quả thu được từ phương pháp đo lường tỷ suất sinh lợi bất

thường điều chỉnh thị trường trong ngày giao dịch đầu tiên lẫn phương pháp đo lường tỷ

suất sinh lợi điều chỉnh bằng mô hình CAPM.

Bài nghiên cứu thể hiện sự kết hợp của lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt phát hành

(phát triển dựa trên nền lý thuyết bất cân xứng thông tin), lý thuyết danh tiếng nhà bảo

lãnh phát hành và lý thuyết cung cấp tin hiệu trong nỗ lực đồng thời giải thích cho hiện

tượng định dưới giá trong hoạt động phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng.

Không chỉ dừng lại ở việc tổng kết các lý thuyết và xây dựng mô hình bao quát toàn diện

cả ba lý thuyết, đề tài còn tiến hành kiểm định tính hiệu lực của các lý thuyết trên dữ liệu

các công ty tại Việt Nam. Đó là bước phát triển mới so với các nghiên cứu trước đây, vốn

tập trung vào xác định các nhân tố khác nhau tác động đến mức độ định dưới giá hoặc

kiểm định riêng biệt từng lý thuyết giải thích cho bất thường tài chính này.

Bên cạnh đó, bài nghiên cứu phát triển thước đo Z-score đại diện cho sự không chắc chắn

về công ty trong giai đoạn trước IPO nhằm giải thích mức độ định dưới giá dựa trên mô

hình Altman Z-score (2000). Trong khi phần lớn các nghiên cứu sử dụng một hay kết hợp

vài tỷ số tài chính đại diện cho khả năng tài chính của doanh nghiệp, mô hình Z-score

tiếp cận đồng thời và bao quát nhiều khía cạnh tài chính của doanh nghiệp phát hành, bao

gồm tính thanh khoản, tỷ suất sinh lợi của tài sản, khả năng tạo doanh thu, khả năng sinh

lợi, mức độ đòn bẩy tài chính hiện tại của công ty, do đó được kỳ vọng sẽ phản ánh đầy

đủ tác động của sức khỏe tài chính doanh nghiệp đến mức độ định dưới giá. Đây là một

điểm nổi bật của bài nghiên cứu.

Đề tài đóng góp thêm một kết quả thực nghiệm xung quanh chủ đề định dưới giá trong

IPO, vốn được xem như một bất thường trong kinh tế tài chính hiện đại và là một trong

những chủ đề vẫn đang được cộng động học thuật tranh luận mạnh mẽ trên thế giới.

1.5 Bố cục bài nghiên cứu

Bài nghiên cứu có cấu trúc theo trình tự như sau :

Chương 1 đưa ra sự giới thiệu một cách tổng quát về đề tài, bao gồm lý do đề tài được

chọn lựa, mục tiêu nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu, những điểm phát triển mới cũng

như bố cục của bài nghiên cứu. Các khía cạnh này cung cấp một cái nhìn ban đầu ngắn

gọn nhưng toàn diện về bài nghiên cứu.

Chương 2 thảo luận về các nghiên cứu trước đây và đưa ra động lực cho nghiên cứu này.

Trong phần này, định nghĩa và biểu hiện của hiện tượng định dưới giá trong ngắn hạn,

các bằng chứng thực nghiệm trong các nghiên cứu về sự định dưới giá trong IPO ở các

quốc gia đã phát triển lẫn các thị trường mới nổi, các lý thuyết giải thích cho hiện tượng

định dưới giá được trình bày cho thấy một cách tổng quát các vấn đề đã được nghiên cứu,

tranh luận hiện tại, các hướng nghiên cứu phát triển tiếp theo.

Chương 3 đưa ra giả thuyết nghiên cứu cụ thể và các mô hình được sử dụng nhằm xác

định tác động của các nhân tố đặc trưng cho ba lý thuyết trọng yếu lên mức độ định dưới

giá ở thị trường IPO Việt Nam. Mô hình hồi quy theo phương pháp bình phương bé nhất

OLS, hồi quy OLS robust và hồi quy boostraps được sử dụng để kiểm định các lý thuyết

giải thích cho hiện tượng định dưới giá. Bên cạnh đó, cách thức thu thập và xử lý số liệu

cho từng biến cụ thể cũng được trình bày, trong đó khả năng tài chính của công ty khi

IPO được ước lượng từ mô hình Altman Z-scores.

Chương 4 trình bày các kết quả nghiên cứu và tiến hành phân tích các kết quả thu được.

Ở phần này, các kết quả chính yếu của nghiên cứu được đưa ra bao gồm mức độ định

dưới giá IPO tại thị trường chứng khoán Việt Nam theo từng năm và trung bình toàn giai

đoạn 2005-2012, kết quả kiểm định đồng thời tác động giải thích của ba lý thuyết trọng

yếu và kết quả kiểm định riêng biệt từng lý thuyết. Từ đó bài nghiên cứu đưa ra các nhận

định và đánh giá về mẫu hình định dưới giá ở thị trường Việt Nam.

Chương 5 kết luận về vấn đề nghiên cứu. Sau khi so sánh kết quả thu được từ nhiều mô

hình khác nhau nhằm củng cố tính vững chắc của kết quả thu được, các kết luận được rút

ra và trình bày trong phần này. Ngoài ra, một số hạn chế của đề tài cũng được đánh giá và

sau cùng là một số hướng mở rộng nghiên cứu tiếp theo cho đề tài này.

Chương 2 : Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm về hiện tượng định dưới giá trong hoạt động phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng

2.1 Các bằng chứng thực nghiệm trên thế giới về mẫu hình định dưới giá Sự định dưới giá của cổ phiếu khi phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng được

xem như một trong những đặc tính nổi trội nhất của hoạt động IPO, với thực tế mẫu hình

định dưới giá đã được xác nhận, khảo sát và nghiên cứu rộng khắp trên các thị trường tài

chính thế giới. Ở góc độ cơ sở lý luận, một cổ phiếu phát hành ra công chúng được xem

là định dưới giá khi có giá xác định bởi thị trường thấp hơn so với giá trị nội tại của cổ

phiếu đó, đồng nghĩa với tỷ lệ % chênh lệch giữa giá trị nội tại và giá trị phát hành là

dương. Trong đó giá trị nội tại được tính toán dựa trên kỹ thuật chiết khấu các ước lượng

dòng tiền thu nhập trong tương lai về thời điểm hiện tại theo suất chiết khấu phù hợp.

Tuy nhiên, trên thực tế, do sự không chắc chắn trong ước lượng dòng tiền trong tương lai

cũng như việc lựa chọn tỷ suất chiết khấu phù hợp, ước lượng hiện giá của cổ phiếu

thường rất phức tạp. Do đó, trong thực nghiệm, một cổ phiếu trong đợt IPO được xem là

định dưới giá khi giá phát hành – mức giá mà nhà đầu tư phải trả cho công ty phát hành

để sở hữu cổ phần – thấp hơn so với giá đóng cửa trong ngày giao dịch đầu tiên của cổ

phiếu đó trên thị trường niêm yết, nghĩa là tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên của cổ

phiếu đạt giá trị dương.

Sự xuất hiện của hiện tượng định dưới giá đặt ra nhiều vấn đề cho toàn bộ các chủ thể

chính tham gia vào hoạt động IPO, bao gồm doanh nghiệp phát hành, nhà bảo lãnh phát

hành và nhà đầu tư. Về bản chất, khi đó lượng vốn doanh nghiệp huy động được trong

đợt IPO sẽ thấp hơn mức các nhà đầu tư trên thị trường sẵn sàng chấp nhận chi trả. Giá trị

khoảng chênh lệch này là giá trị định dưới giá trong đợt phát hành, được biết đến với khái

niệm “money left on the table”, là khoản chi phí khá lớn mà nhà phát hành phải gánh

chịu, chiếm tỷ trọng đáng kể trong tổng chi phí liên quan đến hoạt động IPO. Trong khi

đó, các nhà đầu tư thực hiện hiện chiến lược mua cổ phần trong đợt phát hành và nắm giữ

đến ngày giao dịch đầu tiên của cổ phiếu trên thị trường niêm yết sẽ đạt được tỷ suất sinh

lợi cao đáng kể so với việc nắm giữ danh mục thị trường, đồng nghĩa với sự thiệt hại về

phía các cổ đông hiện hữu trước IPO, làm gia tăng chi phí sử dụng vốn của doanh nghiệp.

Câu hỏi đặt ra xoay quanh nỗ lực tìm kiếm một cách giải thích hợp lý, toàn diện cho sự

tồn tại và khác biệt trong mức độ, mẫu hình định dưới giá cũng như lý giải hành vi của

các nhà quản lí doanh nghiệp phát hành, nhà bảo lãnh có thực sự nỗ lực chống lại bất

thường này, khi mà mẫu hình định dưới giá đã được củng cố ở hầu khắp các thị trường tài

chính trên thế giới.

Hiện tượng định dưới giá ngắn hạn trong IPO thu hút sự quan tâm nghiên cứu, khảo sát

của đông đảo cộng đồng học thuật trên thế giới ở nhiều góc độ, khía cạnh khác nhau.

Trong phạm vi liên quan của bài nghiên cứu này, tác giả tập trung vào hai hướng tổng kết

chính. Thứ nhất, các bằng chứng thực nghiệm chứng minh sự tồn tại của mẫu hình định

dưới giá trên thị trường tài chính toàn cầu, tập trung vào các thị trường đang phát triển do

có nhiều nét tương đồng với thị trường IPO của Việt Nam. Thứ hai, các lý thuyết và kiểm

định liên quan trong nỗ lực giải thích bất thường này. Bài nghiên cứu chỉ đặt trọng tâm

vào các lý thuyết quan trọng, được ủng hộ rộng rãi và không ngừng được củng cố bởi các

học giả trên thế giới.

2.1.1 Bằng chứng thực nghiệm ở các thị trường phát triển

Ivo Welch và Jay Ritter (2002) trong công trình nghiên cứu “A review of IPO activity,

pricing and allocations” đã thực hiện đánh giá hệ thống thị trường phát hành chứng

khoán ở Mỹ, một trong những thị trường IPO quy mô lớn và năng động nhất thế giới. Các

tác giả tìm thấy mức độ định dưới giá ở Mỹ trong giai đoạn 1980-2001 trên mẫu 6249 đợt

phát hành là 18.8% khi sử dụng thước đo tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên của cổ

phiếu phát hành, đồng thời có sự biến động lớn trong mức độ này qua các năm, hàm ý

điều kiện thị trường là nhân tố quan trọng chi phối mẫu hình định dưới giá. Sử dụng

phương pháp hồi quy chuỗi thời gian cho mô hình 3 nhân tố của Fama-French (1993), bài

nghiên cứu đánh giá kết quả thu được khi nhà đầu tư thực hiện chiến lược mua và nắm

giữ đối với cổ phiếu IPO và tìm ra tỷ suất sinh lợi đạt được phụ thuộc vào tình trạng thị

trường. Các tác giả thừa nhận lý thuyết bất cân xứng thông tin có khả năng giải thích

nhưng chỉ một phần mức độ định dưới giá, và sự cần thiết nghiên cứu sâu hơn vào lý

thuyết uy tín nhà bảo lãnh phát hành và xung đột đại lý.

David Chambers và Elroy Dimson (2009) trong nghiên cứu “IPO Underpricing over

the very long run” đã đánh giá toàn diện hiện tượng định dưới giá xuyên suốt theo sự

phát triển của thị trường chứng khoán Anh nhờ sử dụng quy mô mẫu lớn: 4540 cuộc IPO

trong 90 năm từ 1917-2007, cho thấy tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên trung bình

toàn mẫu là 14.57%, trong đó giai đoạn từ 1987-2007 có mức độ định dưới giá 19%.

Công trình có ý nghĩa quan trọng khi đưa ra cơ sở cho thấy mẫu hình định dưới giá có xu

hướng biến động qua các năm, các giai đoạn nhưng hiện tượng định dưới giá duy trì sự

tồn tại xuyên suốt, phủ định lý thuyết thị trường hiệu quả trong thời gian dài. Sử dụng mô

hình hồi quy OLS có hiệu chỉnh phương sai (White’s heteroskedasticity-consistent

method), hai tác giả cho thấy mức độ định dưới giá có thể được giải thích bởi các nhân tố

đại diện cho lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt IPO và danh tiếng đơn vị bảo lãnh

phát hành. Kết quả này duy trì độ tin cậy khi được kiểm định tính vững chắc bằng

phương pháp chia tách mẫu dữ liệu.

2.1.2 Bằng chứng thực nghiệm ở các thị trường mới nổi

Yonguan Qiao (2008) trong bài nghiên cứu “Analysis into IPO underpricing and

clustering in Hong Kong equity market” xác nhận tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu

tiên tìm được là 34.9% từ 490 cuộc IPO trong giai đoạn 1999-2005. Tác giả đồng thời

kiểm định được quy mô phát hành lần đầu có tác động đáng kể đến mối quan hệ tự tương

quan giữa mức độ định dưới giá của thị trường qua các năm. Sử dụng mô hình tự hồi quy

theo phương pháp OLS, kết quả bài nghiên cứu chỉ ra hiện tượng định dưới giá có thể

được giải thích một phần nhờ tính thanh khoản của thị trường và không liên quan đến rủi

ro đặc thù của từng ngành sản xuất kinh doanh.

Ben Slama Xouari và Abdelkader Boudriga (2009) dựa trên bài nghiên cứu

“Determinants of IPO Underpricing : Evidence from Tunisia” sử dụng mẫu dữ liệu

34 đợt IPO trong giai đoạn từ 1992-2008 tìm được mức độ định dưới giá bằng thước đo

tỷ suất sinh lợi 3 ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh thị trường là 17.18%, thể hiện sự

biến động mạnh qua các năm quan sát. Áp dụng mô hình hồi quy đa biến theo phương

pháp OLS, các tác giả xác nhận các nhân tố nguồn vốn giữ lại bởi cổ đông hiện hữu, tỷ lệ

đặt mua vược mức, đỗ trễ niêm yết, mức giá phát hành và vai trò hỗ trợ từ nhà bảo lãnh

có ảnh hưởng đáng kể đến mức độ định dưới giá trên thị trường Tunisia.

Adjasi, Osei và Fiawoyife (2011) trong bài nghiên cứu “Explaining underpricing of

IPOs in frontier market: Evidence from the Nigeria Stock Exchange” tìm được mẫu

hình hiện tượng định dưới giá ở thị trường Nigeria từ năm 1990 đến 2006 với tỷ suất sinh

lợi bất thường ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh thị trường là 43.1% và giảm dần theo

thời gian với tỷ suất sinh lợi tích lũy trong dài hạn là 0.6%. Các tác giả tìm được bằng

chứng ủng hộ lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt phát hành và lý thuyết danh tiếng

nhà bảo lãnh, thể hiện qua các nhân tố mức giá phát hành, quy mô công ty (tổng tài sản

trước IPO), uy tín đơn vị kiểm toán có khả năng giải thích cho mức độ định dưới giá.

Joshi, Sabhaya và Pandya (2013) trong bài nghiên cứu “Are IPOs underpriced?

Empirical Evidence from India” sử dụng thước đo tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu

tiên điều chỉnh theo tỷ suất sinh lợi kỳ vọng (xác định qua mô hình CAPM) trên mẫu 150

cuộc IPO giai đoạn 2005-2012 tìm được mức độ định dưới giá ngắn hạn là 42.36% và sụt

giảm dần, thể hiện kết quả kém trong dài hạn. Trước đó, Ghosh Saurabh (2005) trong

nghiên cứu “Underpricing of Initial Public Offerings: The Indian experience” trên

1842 đợt IPO ở thị trường chứng khoán Bombay giai đoạn 1993-2001 thu được kết quả

kiểm định cho thấy vấn đề thiếu thông tin và sự không chắc chắn làm trầm trọng hóa hiện

tượng định dưới giá, trong khi công ty phát hành với quy mô lớn và có thực hiện phát

hành chứng khoán bổ sung (SEOs) giảm đáng kể mức độ định dưới giá.

Tim Loughran, Jay Ritter và Kristian Rydqvist (1994) trong công trình nổi tiếng “Initial

Public Offerings: International Insights” đã thống kê bằng chứng thực nghiệm xác

định mức độ định dưới giá bằng thước đo tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên của 25

quốc gia. Nghiên cứu được các tác giả cập nhật gần nhất vào tháng 03/2013, với thống kê

của hơn 50 quốc gia và vùng lãnh thổ. Bài nghiên cứu thực hiện trích lọc thông tin thống

kê một số quốc gia đại diện cho các thị trường khác nhau và các quốc gia có sự tương

đồng trong thị trường IPO với Việt Nam.

Bảng 1: Tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên trung bình ở một số quốc gia

Quốc gia Tác giả công trình nghiên cứu

Lee, Taylor và Walter, Ritter Aggarwal, Leal và Hernandez Jog và Riding Chen, Choi và Jiang Omran Husson và Jacquillat

Chen

TSSL trung bình ngày GD đầu tiên 21.8% 33.1% 6.7% 137.4% 8.4% 10.5% 24.2% 25.7% 40.2% 61.6% 62.6% 12.7% 21.2% 26.1% 33.5% 37.2% 36.6% 18.8% Giai đoạn nghiên cứu 1976-2011 1979-2011 1971-2010 1990-2010 1990-2000 1983-2010 1978-2011 1990-2012 1970-2011 1980-2010 1980-2009 1989-2006 1987-2006 1973-2011 1987-2008 1980-2006 1987-2007 1960-2012 Quy mô mẫu 1562 275 696 2102 53 697 736 410 3136 1593 413 114 123 591 105 1312 459 12340

Australia Brazil Canada China Egypt France Germany Ljungqvist, Rocholl, Ritter Indonesia Suherman Fukuda, Dawson và Hiraki Japan Dhatt, Kim và Lim Korea Isa và Yong Malaysia Nigeria Ikoku, Achua Philipines Sullivan và Unite, Ritter Singapore Lee, Taylor và Walter Sri Lanka Samarakoon Taiwan Thailand Wethyavivorn và Koo-smit Ibbotson, Sindelar và Ritter US Nguồn: trích từ nghiên cứu Initial Public Offerings: International Insights của Loughran, Ritter và Rydqvist (1994). Số liệu cập nhật bởi các tác giả tháng 03/2013.

Như vậy, nhìn chung ở cấp độ tổng thể, mức độ định dưới giá ngắn hạn trung bình ghi

nhận được ở khu vực thị trường mới nổi như Trung Quốc (137.4%), Hàn Quốc (61.6%),

Thái Lan (36.6%), Argentina (44%), Ba Lan (55%) và khu vực thị trường đang phát triển

như Nigeria (43.1%), SriLanka (34%), Philippines (21.2%) cao hơn đáng kể so với mức

độ định dưới giá ở các thị trường phát triển (tập trung vào Mỹ, Nhật Bản, Australia, các

quốc gia Tây Âu). Samakaroon (2010) cho rằng các thị trường châu Á có mức độ định

dưới giá trung bình cao nhất so với các khu vực khác, phần lớn xuất phát từ sự định dưới

giá nghiêm trọng (rất cao) ở Trung Quốc, Bangladesh và Ấn Độ. Tuy nhiên, trong bài

nghiên cứu này, việc so sánh chỉ mang tính chất tham khảo bước đầu và tác giả không

thừa nhận các khẳng định tuyệt đối thu được từ việc so sánh mức độ định dưới giá rút ra

từ các nghiên cứu độc lập với nhau. Theo Agathee (2012), cần phải xem xét đến sự khác

biệt trong thước đo mức độ định dưới giá được sử dụng, quy mô mẫu dữ liệu và khung

thời gian xem xét, cũng như cấu trúc, đặc điểm của thị trường quốc gia phát hành khi

thực hiện đánh giá chênh lệch mức độ định dưới giá trong thị trường IPO giữa các nước

để đưa ra được kết quả đáng tin cậy.

2.1.3 Bằng chứng thực nghiệm ở thị trường Việt Nam

Thị trường chứng khoán Việt Nam, về bản chất, được đánh giá là thị trường đang phát

triển và chỉ mới thu hút sự quan tâm của nhà đầu tư trong khoảng 10 năm trở lại đây và

vẫn đang trong giai đoạn hoàn thiện. Tính chất trẻ của thị trường, sự thiếu hụt tương dối

các tổ chức đầu tư thể chế lớn, chuyên nghiệp và các quy định pháp lý riêng biệt hình

thành một môi trường nghiên cứu đặc thù riêng cho thị trường chứng khoán Việt Nam.

Tuy nhiên, rất ít công trình nghiên cứu được thực hiện có liên quan đến đề tài phát hành

chứng khoán lần đầu ra công chúng nói chung và hiện tượng định dưới giá trong ngắn

hạn nói riêng. Theo tìm hiểu của tác giả, đến nay chí có hai công trình nghiên cứu đi sâu

vào phân tích mẫu hình định dưới giá ở Việt Nam:

Gavriel Ayi Ayayi và Toan Nguyen (2011) trong bài nghiên cứu “A Journey to the

Market and Beyond for Vietnamese Firms” xác định được mức độ định dưới giá ở thị

trường Việt Nam trong giai đoạn 02/2005 – 06/2007 là 107%. Tuy nhiên, không thể phủ

nhận là nghiên cứu của tác giả Ayayi còn nhiều hạn chế làm ảnh hưởng đến độ tin cậy và

tính đại diện cho thị trường của kết quả thu được. Cụ thể, hạn chế lớn nhất là mẫu dữ liệu

tương đối nhỏ, chỉ 30 cuộc IPOs trong thời kì 2005-2007, làm cho kết quả dễ bị ảnh

hưởng mạnh bởi các outlier trong mẫu (các cuộc IPO quá lớn so với mức trung bình thị

trường). Đồng thời đây là giai đoạn phát triển nhanh chóng của thị trường chứng khoán

Việt Nam trong thời kỳ ngắn nên không thể dựa vào đây để đưa ra kết luận chung cho

tổng thể thị trường qua các giai đoạn, nói cách khác không thể dựa vào tỷ suất sinh lợi

ngày giao dịch đầu tiên 107% trong thời kỳ biến động cục bộ 2005-2007 để kết luận thị

trường IPO Việt Nam có mức định dưới giá cao. Ngoài ra, nghiên cứu này mang tính chất

tổng hợp chung nhiều khía cạnh thị trường (tổng quan thị trường, động lực cho các doanh

nghiệp IPO, quy trình IPO và niêm yết tại Việt Nam, hiện tượng định dưới giá trong ngắn

hạn và kết quả cổ phiếu trong dài hạn) nên phần lớn sử dụng thống kê mô tả chứ không

thực hiện kiểm định. Cuối cùng, tác giả chưa thực hiện kiểm định các nhân tố tác động

đến mẫu hình định dưới giá cũng như khả năng giải thích của các lý thuyết liên quan, vốn

là trọng tâm nghiên cứu của hiện tượng định dưới giá. Do đó, nghiên cứu của Ayayi

mang tính chất “thăm dò” lĩnh vực, gợi mở vấn đề, là kênh tham khảo cơ bản cho các

nghiên cứu định lượng tiếp theo.

TS.Trần Thị Hải Lý và Th.S Dương Kha (2013) trong bài nghiên cứu “Bằng chứng về

hiện tượng định dưới giá của các IPO tại Việt Nam” sử dụng thước đo tỷ suất sinh lợi

điều chỉnh thị trường (AR và MAAR) để xác định mức độ định dưới giá của 69 cuộc IPO

trong giai đoạn từ 01/2005 đến 07/2012 lần lượt là 38% và 49%. Về cơ bản, công trình

học thuật này đã khắc phục các hạn chế còn tồn đọng ở nghiên cứu của Ayayi. Việc mở

rộng mẫu cả về không gian (thực hiện trên HOSE, HNX và Upcom) lẫn thời gian kết hợp

với áp dụng hai thước đo phân biệt giúp tăng độ vững chắc của bằng chứng định dưới giá

và tính đại diện cho toàn thị trường. Sử dụng phương pháp hồi quy OLS, hồi quy OLS

hiệu chỉnh phương sai thay đổi và hồi quy bootstrap, các tác giả đã xác định tỷ lệ đặt mua

vượt mức trong đợt đấu giá và giá khởi điểm có tương quan ngược chiều đối với mức độ

định dưới giá trong đợt IPO, trong khi tỷ suất sinh lợi tích lũy thị trường 3 tháng trước

ngày giao dịch đầu tiên thể hiện tương quan dương đáng kể. Tuy nhiên, nghiên cứu này

mới dừng lại ở bước xác định các nhân tố riêng biệt tác động đến tỷ suất sinh lợi vượt

mức điều chỉnh thị trường. Việc lựa chọn các nhân tố chủ yếu từ tham khảo từ công trình

ở các thị trường mới nổi khác và dựa vào kinh nghiệm nghiên cứu, nên có khả năng xảy

ra trường hợp có nhiều nhân tố có ý nghĩa thống kê nhưng tổng thể vẫn là các yếu tố tác

động rời rạc phù hợp với kỳ vọng riêng biệt. Do đó, cần thiết thực hiện nghiên cứu định

lượng để hệ thống hóa các nhân tố này theo hướng một nhóm các nhân tố cùng nhau đại

diện cho một lý thuyết nền tảng giải thích hiện tượng định dưới giá, từ đó xác định khả

năng mẫu hình định dưới giá trong hoạt động IPO ở thị trường Việt Nam được giải thích

và củng cố bởi một hoặc nhiều lý thuyết học thuật chính yếu.

2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm về giải thích hiện tượng định dưới giá Cộng đồng nghiên cứu tài chính vẫn chưa thành công trong việc xây dựng một khung lý

thuyết đơn giản tích hợp đầy đủ các nhân tố trọng yếu tác động đến mực độ định dưới

giá. Thay vào đó, các học giả phát triển một số lượng đáng kể các lý thuyết phối hợp

hoặc cạnh tranh nhau giải thích cho tỷ suất sinh lợi bất thường trong ngày giao dịch đầu

tiên. Trong phạm vi bài nghiên cứu này, tác giả tập trung vào nhóm mô hình bất cân xứng

thông tin: sự không chắc chắn trước đợt IPO, danh tiếng nhà bảo lãnh phát hành và cung

cấp tín hiệu. Danh sách các lý thuyết phổ biến được trình bày tóm lược ở mục 6.3 (hướng

phát triển đề tài).

2.2.1 Lý thuyết sự không chắc chắn về thông tin trước đợt phát hành

Trên thực tế, các đối tượng chính tham gia vào một đợt phát hành IPO bao gồm doanh

nghiệp phát hành, đơn vị bảo lãnh (tư vấn) phát hành và nhà đầu tư tham gia mua cổ

phiếu IPO. Mô hình bất cân xứng thông tin giả định rằng một trong ba đối tượng này nắm

giữ thông tin quan trọng nhiều hơn so với hai nhóm còn lại, từ đó dẫn đến hiện tượng

định dưới giá trong ngắn hạn. Dựa trên ý tưởng nền tảng này, Rock (1986) trong bài

nghiên cứu “Why new issue are underpriced?” đã phát triển một trong những mô hình

quan trọng và phổ biến nhất trong lĩnh vực định dưới giá IPO : Lý thuyết cái giá phải trả

của người chiến thắng (The winner’s cruise hypothesis). Rock giả định các nhà đầu tư

trên thị trường đều thuộc vào một trong hai nhóm: nhóm nắm giữ thông tin cần thiết và

nhóm không được thông tin. Nếu một đợt phát hành được định dưới giá, các nhà đầu tư

nắm bắt thông tin sẽ đặt mua quyết liệt, làm hạn chế số lượng được phân bố đến các nhà

đầu tư thiếu thông tin. Ngược lại, trong một đợt phát hành định cao giá, cổ phiếu IPOs sẽ

được phân bổ hoàn toàn cho những nhà đầu tư thiếu thông tin, và họ phải gánh chịu tỷ

suất sinh lợi âm. Như vậy, dù nhà đầu tư thiếu thông tin chiến thắng trong đợt phát hành,

họ phải chấp nhận mua cổ phiếu ở một mức giá không mong muốn, tạo tình huống “giá

phải trả của người chiến thắng”. Do đó, để giữ bộ phận lớn nhà đầu tư thiếu thông tin tiếp

tục tham gia vào thị trường IPO, những nhà phát hành thực hiện định dưới giá cổ phiếu

bằng cách phát hành cổ phiếu ở mức giá thấp hơn giá trị thị trường kỳ vọng. Lý thuyết

này cũng cho rằng mức độ định dưới giá sẽ giảm khi tình trạng bất cân xứng thông tin

giữa hai nhóm nhà đầu tư được cải thiện.

Dựa trên nền tảng mô hình của Rock, Beatty và Ritter (1986) mở rộng mô hình để dự

đoán mối tương quan dương giữa mức độ định dưới giá và sự không chắc chắn xung

trước đợt phát hành. Theo hai tác giả, ở thời gian trước đợt IPO, sự không chắc chắn về

giá trị của cổ phiếu phát hành tạo nên sự gia tăng bất cân xứng thông tin, dẫn đến tình

trạng định dưới giá diễn ra nghiêm trọng hơn. Từ ý tưởng này, các nghiên cứu thực

nghiệm đã phát triển nhiều đại diện khác nhau cho sự không chắc chắn trước đợt phát

hành. Theo Ljungqvist (2006) các đại diện này có thể phân vào 4 nhóm chính : đặc điểm

công ty, đặc điểm đợt phát hành, thông tin công bố trong bản cáo bạch và kết quả cổ

phiếu khi giao dịch trên thị trường niêm yết. Ở góc độ đặc điểm công ty, các nghiên cứu

tập trung vào các biến số độ tuổi, quy mô công ty và ngành sản xuất kinh doanh. Beatty

và Ritter (1986) giả định các công ty quy mô nhỏ biến động nhiều hơn do mức độ không

chắc chắn cao, do đó dự đoán mối quan hệ ngược chiều giữ quy mô công ty và mức độ

định dưới giá. Ngoài ra, Jog và Wang (2002) sử dụng các nhân tố rủi ro và kế hoạch sử

dụng phần vốn thu được từ IPO được công bố trong bản cáo bạch để làm đại diện cho lý

thuyết sự không chắc chắn trước IPO.

Samarakoon (2010) trong bài nghiên cứu “The short-run underpricing of initial

publics offerings in the Sri Lankan stock market” thực hiện trên 105 cuộc IPO giai

đoạn 1987-2008. Sử dụng mô hình hồi quy OLS cho dữ liệu chéo, tác giả xác nhận kết

quả kiểm định mức độ định dưới giá 34% ở thị trường Sri Lankan cung cấp bằng chứng

ủng hộ mạnh cho lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt phát hành: Quy mô phát hành

thể hiện mối tương quan ngược chiều, trong khi trạng thái thị trường trước IPO và tính

chất sở hữu có tác động cùng chiều đến mức độ định dưới giá. Các phát hành quy mô nhỏ

gánh chịu mức độ định dưới giá cao hơn so với các đợt IPO quy mô lớn, kể cả sau khi

thực hiện kiểm soát tác động của các yếu tố khác, sự chênh lệch này vẫn có ý nghĩa, giúp

giải thích một phần tình trạng bất cân xứng thông tin ảnh hưởng mức độ định dưới giá.

Agathee, Brooks và Sannassee (2012) trong bài nghiên cứu “The underpricing of IPOs

on the Stock Exchange of Mauritius” thực hiện trên mẫu 44 cuộc IPO trong thời gian

1989-2010 và tìm được tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh thị trường là

13.14%, với xu hướng gia tăng tỷ suất sinh lợi trong thời gian ngắn hạn tiếp theo nhưng

giảm sâu trong dài hạn. Thực hiện phương pháp hồi quy OLS Robust và hồi quy OLS

bootstrap, bài nghiên cứu tho thấy mức độ định dưới giá này được giải thích bởi lý thuyết

sự không chắc chắn trước đợt IPO và lý thuyết uy tín nhà bảo lãnh phát hành, thể hiện

qua thước đo rủi ro cổ phiếu khi niêm yết và danh tiếng của đơn vị kiểm toán có ảnh

hưởng tác động cùng chiều đáng kể lên tỷ suất sinh lợi điều chỉnh của cổ phiếu, trong khi

sức khỏe tài chính trước IPO (thước đo Z-score) thể hiện tương quan ngược chiều lên

mức độ định dưới giá.

2.2.2 Lý thuyết uy tín nhà bảo lãnh phát hành

Lý thuyết danh tiếng đơn vị bảo lãnh phát hành được hình thành trên cơ sở các nghiên

cứu thực nghiệm đánh giá nỗ lực giảm thiếu bất cân xứng thông tin. Titman và Trueman

(1986) trong bài nghiên cứu “Information quality and the valuation of new issues”

đánh giá vai trò tích cực một đơn vị kiểm toán uy tín hay Booth và Smith (1986) trong

công trình “Capital raising underwriting and the certification hypothesis” nhận định

khả năng đợt IPO được bảo lãnh bởi một ngân hàng đầu tư uy tín giúp giảm thiểu tính bất

cân xứng thông tin. Hành động đồng ý nhận tham gia vào một đợt phát hành của nhà bảo

lãnh phát hành uy tín gần như gửi tín hiệu đảm bảo cho chất lượng của đợt phát hành, dựa

trên lập luận các nhà bảo lãnh có xu hướng từ chối tham gia vào các đợt phát hành chất

lượng kém để bảo vệ uy tín trên thị trường của mình. Ở chiều ngược lại, hành động lựa

chọn nhà bảo lãnh uy tín của công ty phát hành giúp giảm thiểu vấn đề bất cân xứng

thông tin giữa các nhà đầu tư (hiện tượng giá phải trả của người chiến thắng), từ đó giảm

mức độ định dưới giá của đợt phát hành. Ngoài ra, cơ sở để đánh giá uy tín nhà bảo lãnh

phát hành phụ thuộc nhiều vào đặc điểm riêng biệt của từng thị trường và giai đoạn

nghiên cứu.

Anna Vong và Triguerios (2010) trong bài nghiên cứu “The short-run price

performance of initial public offerings in Hong Kong: New evidence” thực hiện trên

480 cuộc IPO trong giai đoạn 12 năm (1994-2005) xác nhận kết quả thực nghiệm ủng hộ

khả năng giải thích của lý thuyết uy tín nhà bảo lãnh phát hành cho mức độ định dưới giá

6.9%. Sử dụng số lượng và quy mô đợt IPO được bảo hành làm đại diện cho thước đo uy

tín nhà bảo lãnh, tác giả cho thấy bất kể số lượng các nhà bảo lãnh trong cùng một đợt

IPO, danh tiếng của nhà bảo lãnh phát hành thực sự tác động giảm thiểu tỷ suất sinh lợi

bất thường do quá trình thu thập thông tin và hoạt động thiếp lập giá phát hành trở nên

hiêu quả, minh bạch hơn, giúp giảm thiểu sự bất cân xứng thông tin.

Chen Su và Bangassa (2011) trong bài nghiên cứu “The impact of underwriter

reputation on initial returns and long-run performance of Chinese IPOs” thực hiện

kiểm định tính hiệu lực của lý thuyết uy tín nhà bảo lãnh phát hành dựa trên mẫu 590 đợt

IPO giai đoạn 2001-2008 ở thị trường chứng khoán Trung Quốc. Tác giả xây dựng ba

thước đo đại diện cho uy tín nhà bảo lãnh phát hành dựa trên vốn điều lệ, thị phần bảo

lãnh trên thị trường và số lượng đợt IPO đã tiến hành bảo lãnh. Áp dụng mô hình hồi quy

OLS, mô hình 3 nhân tố Fama-French và mô hình hồi quy 4 nhân tố Carhart, kết hợp

kiểm định tính vững chắc bằng mô hình hồi quy bình phương bé nhất hai giai đoạn, bài

nghiên cứu không tìm được bằng chứng cho thấy uy tín nhà bảo lãnh có khả năng tác

động đến tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên nhưng thu được sự tương quan dương

mang ý nghĩa thống kê giữa mức uy tín nhà phát hành và tỷ suất sinh lợi cổ phiếu IPO

trong dài hạn.

Nhìn chung, các bằng chứng thực nghiệm đánh giá lý thuyết này cho kết quả hỗn hợp.

Carter và Manaster (1990) cùng Megginson và Weiss (1991) sử dụng dữ liệu trên thị

trường chứng khoán Mỹ trong thập kỷ 1970 và 1980 tìm thấy mối quan hệ ngược chiều

giữa tỷ suất sinh lợi bất thường ngày giao dịch đầu tiên và uy tín nhà bảo lãnh phát hành.

Ngược lại, Beatty và Welch (1996) xác nhận mối quan hệ cùng chiều khi sử dụng dữ liệu

thập kỷ 1990. Theo Loughran và Ritter (2004), sự chuyển biến hoàn toàn trong kết quả

nghiên cứu là do các nhà bảo lãnh uy tín bắt đầu sử dụng công cụ định dưới giá một cách

có chiến lược nhằm thu lợi cho bản thân và các khách hàng đầu tư chiến lược của họ,

hoặc đã hạ tiêu chí đặt ra và chấp nhập bảo lãnh những đợt IPO chất lượng kém hơn,

đồng nghĩa với rủi ro trung bình cao hơn (và vì thế mức độ định dưới giá tăng lên).

Nghiên cứu của Hoberg (2007) và Liu, Ritter (2011) cung cấp bằng chứng mới trong thời

gian gần đây ủng hộ quan điểm những công ty bảo lãnh danh tiếng có xu hướng gia tăng

mức độ định dưới giá trong các đợt phát hành nhằm thu lợi từ các đợt IPO.

2.2.3 Lý thuyết cung cấp tín hiệu Lý thuyết cung cấp tín hiệu được đưa ra dựa trên nghiên cứu của Ibbotson (1975)

với ý tưởng nhà phát hành định dưới giá nhằm “để lại khẩu vị tốt” cho nhà đầu tư, nhưng

chỉ thực sự được xây dựng hoàn thiện thành lý thuyết hoàn chỉnh nhờ công trình học

thuật của Allen và Faulhaber (1989), Hwang (1989) và Welch (1989). Lý thuyết giả định

công ty thực hiện IPO có thể chia thành nhóm các công ty chất lượng tốt và nhóm chất

lượng thấp. Do tồn tại bất cân xứng thông tin, nhà đầu tư không thể phân biệt được hai

nhóm công ty này trên thị trường. Vì vậy, các công ty tốt thực hiện định dưới giá cổ

phiếu IPO của mình nhằm gửi tín hiệu về giá trị thực sự của họ đến thị trường. Theo

chiến lược này, công ty chấp nhận sự sụt giảm trong tổng giá trị huy động được từ đợt

phát hành IPO ban đầu nhưng sẽ xây dựng được hình ảnh tốt trước các nhà đầu tư tiềm

năng, từ đó có cơ hội thu hồi lại khoản sụt giảm này thông qua các phát hành chứng

khoán bổ sung sau đó. Trong khi đó, các công ty kém thường không thể theo đuổi

phương thức này, do sự mất mát gánh chịu khi định dưới giá về sau khó có khả năng

được thu hồi, do triển vọng phát triển dài hạn và giá trị thực của họ không cao. Như vậy,

mức độ định dưới giá đượ sử dụng như tín hiệu về chất lượng thực sự của công ty gửi đến

thị trường IPO. Tuy nhiên, Allen và Faulhaber (1989) cũng thừa nhận doanh nghiệp phát

hành có thể áp dụng các chiến thuật khác để gửi tín hiệu công ty tốt đến thị trường như

lựa chọn nhà bảo lãnh phát hành uy tín, đơn vị kiểm toán danh tiếng, kết quả kinh doanh

giai đoạn trước IPO, không nhất thiết phải thông qua phương thức định dưới giá.

Jegadeesh, Weinstein và Welch (1993) trong bài nghiên cứu “An Empirical

Investigation of IPO Returns and Subsequent Equity Offerings” dựa trên dữ liệu IPO

giai đoạn 1980-1986 đã tìm thấy xu hướng gia tăng số lượng và khối lượng các đợt phát

hành chứng khoán bổ sung tương ứng với sự tăng lên của mức độ định dưới giá. Kết quả

này phù hợp với kỳ vọng của giả thuyết, theo đó công ty chấp nhận thiệt hại trong đợt

IPO và phát hành chứng khoán bổ sung khi thị trường đã nắm bắt giá trị thực sự của công

ty. Bên cạnh đó, không phải mức độ định dưới giá mà chính tỷ suất sinh lợi giá cổ phiếu

sau niêm yết là nhân tố chính tác động đến thời điểm công ty thực hiện các đợt phát hành

tiếp sau đó.

Boulton, Smart và Zutter (2012) trong bài nghiên cứu “Industrial Diversification and

Underpricing of Initial Public Offerings” sử dụng mẫu 5307 cuộc IPO giai đoạn 1982-

2005 và tìm thấy nhóm các công ty đa dạng hóa ngành nghề hoạt động tại thời điểm IPO

có mức định dưới giá thấp hơn so với nhóm các công ty tập trung vào một ngành duy

nhất (13.3% so với 20.3%). Nguyên nhân chính cho hiện tượng này là do các công ty tập

trung có xu hướng định dưới giá cổ phiếu IPO để công bố chất lượng đến thị trường, sau

đó thực hiện nhiều đợt phát hành chứng khoán bổ sung quy mô lớn để bù đắp lại mức độ

định dưới giá cao, hoặc có thể do việc đa dạng hóa ngành nghề hoạt động giúp công ty đa

ngành giảm thiểu bất cân xứng thông tin và từ đó giảm mức độ định dưới giá. Kết quả

kiểm định thực nghiệm phù hợp với cả hai lý thuyết, trong đó lý thuyết cung cấp tín hiệu

thị trường được ủng hộ mạnh mẽ.

Chương 3 : Phương pháp nghiên cứu

3.1 Giả thuyết nghiên cứu

Bài nghiên cứu đưa ra phỏng đoán tồn tại hiện tượng định dưới giá ngắn hạn trong hoạt

động phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng ở thị trường chứng khoán Việt Nam,

đồng thời mức độ định dưới giá có thể được phối hợp giải thích bởi lý thuyết sự không

chắc chắn trước đợt phát hành, lý thuyết uy tín đơn vị bảo lãnh phát hành và lý thuyết

cung cấp tín hiệu. Cụ thể, bài nghiên cứu đưa ra giải thuyết:

H1: tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh theo mô hình CAPM trung bình

mẫu dữ liệu có giá trị dương.

Đồng thời, tác giả đặt giả thuyết mức độ định dưới giá tìm được sẽ chịu tác động ảnh

hưởng của các nhân tố đặc trưng cho các lý thuyết kể trên, hay tỉ suất sinh lợi ngày giao

dịch đầu tiên vượt mức điều chỉnh theo CAPM là một hàm của các nhân tố này. Tuy

nhiên, các công trình thực nghiệm cho thấy (1) kết quả xác định mức độ định dưới giá ở

một thị trường chịu ảnh hưởng đáng kể bởi phương pháp đo lường cũng như các thước đo

được sử dụng, (2) kết quả kiểm định tính hiệu lực của lý thuyết giải thích phụ thuộc trọng

yếu vào cách thức lựa chọn các nhân tố đặc trưng làm biến số đại diện cho lý thuyết trong

mô hình cũng như xem xét đến sự tương tác, tác động tương hỗ giữa các nhân tố đại diện

cho các lý thuyết khác nhau khi xây dựng một mô hình tống thể bao hàm các lý thuyết

được nghiên cứu hay thực hiện kiểm định riêng biệt từng lý thuyết. Do đó, bài nghiên cứu

sử dụng cả hai thước đo phổ biến trong nghiên cứu thực nghiệm về hiện tượng định dưới

giá nhằm củng cố bằng chứng đáng tin cậy khẳng định sự tồn tại hiện tượng định dưới giá

ở thị trường IPO của Việt Nam, song song đó tiến hành kiểm định khả năng giải thích

phối hợp của các lý thuyết lẫn khả năng giải thích trong từng mô hình riêng biệt để thu

được kết quả có độ vững chắc cao.

Dựa trên cơ sở lý luận và mẫu hình định dưới giá từ các nghiên cứu thực nghiệm trên thế

giới như đã trình bày, bài nghiên cứu kỳ vọng thu được kết quả kiểm định trước hết cho

thấy tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh theo CAPM có giá trị dương vượt

mức ở tất cả các thước đo được sử dụng, trong đó mức độ định dưới giá của từng công ty

trong mẫu có xu hướng phân tán rộng quanh giá trị trung bình, xuất phát từ thực tế có sự

khác nhau đáng kể giữa các doanh nghiệp về quy mô và triển vọng tăng trưởng trong

tương lai, thời điểm và đặc tính của đợt phát hành, lĩnh vực hoạt động sản xuất kinh

doanh. Kế đến, mức độ định dưới giá kể trên có thể được giải thích riêng biệt lẫn đồng

thời bằng bộ ba lý thuyết sự không chắc chắn, lý thuyết uy tín nhà bảo lãnh phát hành và

cung cấp tín hiệu thị trường, thể hiện bằng các nhóm biến số đại diện cho từng lý thuyết

đều có dấu hệ số hồi quy hợp với kỳ vọng theo cơ sở lý luận và có ý nghĩa thống kê được

duy trì qua hầu hết các mô hình kiểm định.

Để kiểm định các giả thuyết nêu trên, bài nghiên cứu trước hết sẽ áp dụng mô hình hồi

quy theo phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS để tính toán hệ số Beta đại diện cho

mức độ rủi ro của từng công ty thực hiện IPO trong mẫu dữ liệu bằng cách hồi quy tỷ

suất sinh lợi của cổ phiếu công ty theo tỷ suất sinh lợi thị trường (đặc trưng bởi chỉ số

VN-Index đối với sàn HOSE và HASTC-Index đối với sàn HNX) trong 360 ngày giao

dịch kể từ ngày niêm yết chính thức của cổ phiếu đó trên sàn chứng. Kết quả xác định hệ

số Beta được đưa vào mô hình định giá tài sản vốn CAPM để tính tỷ suất sinh lợi kỳ

vọng hợp lý điều chỉnh theo thị trường từ ngày đấu giá phát hành đến ngày giao dịch đầu

tiên cho cổ phiếu của từng công ty. Kết hợp với tỷ suất sinh lợi thực tế của công ty trong

khoảng thời gian tương ứng, tác giả tìm ra tỷ suất sinh lợi vượt mức có điều chỉnh thị

trường, từ đó kết luận về mẫu hình định dưới giá ở thị trường IPO Việt Nam. Sau đó,

mức độ định dưới giá này được đưa vào mô hình hồi quy theo phương pháp bình phương

nhỏ nhất OLS, phương pháp OLS Robust và mô hình hồi quy boostrap để kiểm định năng

lực giải thích của các lý thuyết trọng yếu cho hiện tượng định dưới giá. Các kết quả tìm

thấy được so sánh và đưa ra kết luận. Mô hình cụ thể sẽ được trình bày trong phần 4.2

3.2 Mô hình nghiên cứu

Bài nghiên cứu trải qua hai phần trọng tâm. Thứ nhất, tác giá xác định tỷ suất sinh lợi

ngày giao dịch đầu tiên và tỷ suất sinh lợi kỳ vọng điều chỉnh thị trường theo mô hình

CAPM của cổ phiếu các công ty trong mẫu để tìm bằng chứng cho thấy tồn tại mức độ

định dưới giá trong hoạt động phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng ở thị trường

Việt Nam. Thứ hai, bài nghiên cứu kiểm định thực nghiệm khả năng giải thích cho mẫu

hình định dưới giá của lý thuyết sự không chắc chắn thông tin trước đợt phát hành, lý

thuyết nhà bảo lãnh phát hành và lý thuyết tín hiệu. Mỗi phần tương ứng với các mô hình

được trình bày cụ thể sau đây.

3.2.1 Phương pháp xác định mức độ định dưới giá

Để xác định mức độ định dưới giá trong một đợt IPO, cộng đồng học thuật trên thế giới

đã phát triển rất nhiều phương pháp đo lường độc lập. Trong đó, tỷ suất sinh lợi của

chứng khoán vượt mức trong ngày giao dịch đầu tiên, xác định bằng chênh lệch giữa giá

phát hành cổ phiếu đến công chúng và giá đóng cửa cổ phiếu trong ngày giao dịch thứ

nhất trên thị trường niêm yết chính thức. được xem như thước đo cơ bản, nền tảng, truyền

thống và được ứng dụng rộng rãi trong các nghiên cứu thực nghiệm về định dưới giá như

nghiên cứu của McDOnald và Fisher (1972), Aggerwal cùng đồng sự (1993), Dongwei

và Fleisher (1999). Thước đo này được thể hiện như trong phương trình (1):

Trong đó: là giá đóng cửa của cổ phiếu i trong ngày giao dịch đầu tiên, là giá

phát hành của cổ phiếu i đến nhà đâu tư trong đợt IPO, là tỷ suất sinh lợi ngày giao

dịch đầu tiên của cổ phiếu.

Một phương pháp phổ biến khác để xác định mức độ định dưới giá trong hoạt động IPO

là sử dụng tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh thị trường, có xem xét đến

tác động của các biến động giá chung của thị trường trong khoảng thời gian cổ phiếu đó

được IPO. Thước đo này thể hiện sự hữu hiệu trong những thị trường hoặc những giai

đoạn mà thị trường biến động mạnh tạo ra sự thay đổi giá đáng kể ở hầu hết các chứng

khoán. Áp dụng phương pháp này, trước hết cần xác định tỉ suất sinh lợi của thị trường

thông qua chỉ số đại diện thị trường (VN-Index đối với HOSE và HASTC đối với HNX)

trong giai đoạn IPO chứng khoán i theo công thức (2):

) (

Trong đó: là chỉ số VN-index tại thời điểm đóng cửa ngày giao dịch đầu tiên của cố

phiếu i, là chỉ số VN-index tại thời điểm đóng cửa ngày thực hiện phát hành IPO

của cổ phiếu i và là tỷ suất sinh lợi của chỉ số đại diện thị trường trong thời gian

tương ứng với đợt đấu giá phát hành của công ty i.

Từ đó, tỷ suất sinh lợi bất thường điều chỉnh thị trường cho từng đợt IPO trong mẫu dữ

liệu được xác định theo công thức (3), được áp dụng xuyên suốt trong các công trình thực

nghiệm ở thị trường phát triển:

Trong đó: là tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu i từ ngày IPO đến ngày giao dịch đầu tiên,

là tỷ suất sinh lợi của chỉ số đại diện thị trường từ ngày IPO đến ngày giao dịch đầu

tiên của cổ phiếu i, là mức độ định dưới giá của cổ phiếu i có điều chỉnh sự biến

động của thị trường.

Mặt khác, các nghiên cứu gần đây ở các thị trường mới nổi và thị trường đang phát triển

như của Jing Chi và Carol Padgett (2002), Boudriga, Ben Slama và Boulila (2009),

Agathee cùng đồng sự (2010) chỉ ra rằng ARi có thể là một thước đo mức độ định dưới

giá không phù hợp vì các thị trường này có độ trễ niêm yết khá lớn từ nhiều tháng đến vài

năm. Vì vậy, các nghiên cứu này để xuất phát triển thước đo MAAR, được giữ nguyên ý

nghĩa kinh tế như thước đo AR, cùng xác định tỷ suất sinh lợi bất thường có điều chỉnh

biến động thị trường, nhưng công thức về mặt toán học có sự thay đổi, cụ thể:

) (

Trong đó: MAAR là tỷ suất sinh lợi vượt mức điều chỉnh thị trường hay mức độ định

dưới giá của cổ phiếu i trong đợt IPO, là tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu i từ ngày IPO

đến ngày giao dịch đầu tiên, là tỷ suất sinh lợi của chỉ số đại diện thị trường trong

thời gian tương ứng.

Tuy nhiên, cả hai thước đo ARi và MAARi đều được xây dựng trên giả định rủi ro hệ

thống của các cổ phiếu trong các đợt IPOs được xét đến đều bằng với rủi ro hệ thống của

thị trường trong thời gian tương ứng. Giả định này, dù giúp đơn giản hóa mô hình và

mang lại tính ứng dụng phổ biến cho hai thước đo này, nhưng không thực sự phù hợp với

các điều kiện thực tế. Nhiều công trình nghiên cứu của Ibbotson (1975), Affleck-Grave

cùng đồng sự (1996) đã cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho thấy giá trị các hệ số beta

đo lường rủi ro mang tính chất hệ thống của các công ty thực hiện IPO đều lớn hơn 1 theo

một xu hướng có hệ thống. Như vậy, các giá trị ARi và MAARi có thể bị sai lệch theo

hướng quan sát thu được là một tỷ suất sinh lợi điều chỉnh thị trường cao hơn so với mức

thực tế, làm lệch lạc mức độ định dưới giá đang tính toán.

Để khắc phục hạn chế trên, phương pháp phù hợp nhất là xây dựng một danh mục đầu tư

cổ phiếu có cùng mức rủi ro với cổ phiếu được IPO, như Ritter (1991), Loughran và

Ritter (1995) trong nghiên cứu của mình đã điều chỉnh tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu

tiên sử dụng tỷ suất sinh lợi của các công ty khác có rủi ro phù hợp. Tuy nhiên, phương

pháp điều chỉnh phối hợp này ít được áp dụng, do đòi hỏi lớn về quy mô mẫu dữ liệu để

nhà nghiên cứu xây dựng danh mục và hơn nữa, sự phù hợp chỉ mang tính chất tương

đối. Trong điều kiện thị trường chứng khoán Việt Nam đang phát triển, quy mô mẫu dữ

liệu hạn chế, phương pháp này khó khả thi trên nhiều khía cạnh. Vì vậy, bài nghiên cứu

quyết định sử dụng AR và MAAR như là hai thước đo tiền đề, mang tính chất tham khảo

khi xác định mức độ định dưới giá ở thị trường Việt Nam, cho phép tác giả thực hiên so

sánh, đối chiếu đồng thời củng cố kết luận tồn tại hiện tượng định dưới giá ngắn hạn.

Thước đo chính áp dụng trong bài nghiên cứu được ứng dụng từ phương pháp của Joshi

và Ranjan (2013), đo lường mức độ định dưới giá trong IPO bằng tỷ suất sinh lợi bất

thường ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh tỷ suất sinh lợi kỳ vọng hợp lí của chứng

khoán đó xác định thông qua mô hình định giá tài sản vốn CAPM. Mô hình đo lường này

đã bao hàm hai thước đo AR và MAAR, có xem xét đến tác động của việc kéo dài thời

gian niêm yết, được điều chỉnh theo biến động thị trường đồng thời có tính đến sự khác

biệt trong rủi ro hệ thống (beta hệ thống) của các chứng khoán phát hành, khắc phục được

hầu hết hạn chế của các thước đo kể trên. Quy trình áp dụng cụ thể như sau:

Trước hết, để xác định hệ số Beta đặc trưng cho rủi ro hệ thống của từng cổ phiếu phát

hành trong mẫu dữ liệu, bài nghiên cứu thực hiện hồi quy tỷ suất sinh lợi hằng ngày của

cổ phiếu i theo tỷ suất sinh lợi của chỉ số đại diện thị trường trong thời gian từ ngày giao

dịch đầu tiên đến ngày giao dịch thứ 360 của cổ phiếu i trên sàn niêm yết chính thức theo

phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS:

Trong đó: là tỷ suất sinh lợi cổ phiếu i trong khoảng thời gian t, là tỷ suất sinh lợi

của chỉ số đại diện thị trường trong thời gian t, với t từ ngày giao dịch đầu tiên đến ngày

giao dịch thứ 360 của cổ phiếu i trên sàn giao dịch niêm yết. Trường hợp cổ phiếu i trong

mẫu chưa được giao dịch đủ 360 ngày (cổ phiếu mời niêm yết thời gian gần đây) thì bài

nghiên cứu sử dụng số quan sát tối đa có được của cổ phiếu i tính đến đầu tháng 03/2014.

Kết quả xác định hệ số Beta được đưa vào mô hình định giá tài sản vốn CAPM của

William Sharpe, John Lintnet và Jack Treynor (1965) để xác định tỉ suất sinh lợi kỳ vọng

hợp lý của chứng khoán i trong thời gian từ ngày đấu giá phát hành IPO đến ngày giao

dịch đầu tiên trên thị trường niêm yết:

( )

Trong đó, là tỷ suất sinh lợi kỳ vọng hợp lý của cổ phiếu i, là tỷ suất sinh lợi

phi rủi ro xác định bằng lãi suất trái phiếu chính phủ, là tỷ suất sinh lợi thị trường từ

ngày IPO đến ngày giao dịch đầu tiên của cổ phiếu i, là hệ số beta đo lường độ nhạy

cảm của cổ phiếu i đối với các biến động thị trường.

Theo lý thuyết mô hình định giá tài sản vốn CAPM, các thành phần trên phải được ước

lượng dựa vào giá trị kỳ vọng trong tương lai. Tuy nhiên, trên thực tế việc ước lượng các

giá trị tương lai trong thời gian dài và lựa chọn suất chiết khấu thích hợp làm cho mô

hình trở nên phức tạp không cần thiết cũng như tồn tại xác suất ước lượng chệch cao.

Hơn nữa, mục tiêu ước lượng là tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu i tại thời điểm công ty thực

hiện IPO trong thời gian trước đây, nên bài nghiên cứu sử dụng số liệu lịch sử. Cụ thể,

đối với thị trường Việt Nam, bài nghiên cứu sử dụng lãi suất của trái phiếu chính phủ

Việt Nam kỳ hạn 1 năm được lấy từ nguồn dữ liệu của IMF. Phần bù thị trường

được tính toán bằng chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán Việt Nam

(được đại diện bởi tỷ suất sinh lợi lịch sử chỉ số VN-Index và HASTC-Index) và lãi suất

trái phiếu chính phủ cũng trong giai đoạn tương ứng.

Từ đó, bài nghiên cứu đo lường được tỷ suất sinh lợi bất thường điều chỉnh theo tỷ suất

sinh lợi kỳ vọng có xét đến biến động thị trường dựa trên nền tảng hai thước đo AR và

MAAR như sau:

) (

Trong đó, và là hai thước đo tỷ suất sinh lợi vượt mức điều

chỉnh theo mô hình CAPM của cổ phiếu công ty i, là tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch

đầu tiên của cổ phiếu i, là tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của cổ phiếu i xác định từ mô

hình CAPM.

Dựa trên kết quả đo lường tỷ suất sinh lợi vượt mức có điều chỉnh thu được, bài nghiên

cứu xác định mức độ định dưới giá của từng đợt phát hành IPO dựa trên kết quả từng

thước đo AR_CAPMi và MAAR_CAPMi. Theo đó, AR_CAPMi và MAAR_CAPMi có

giá trị dương thể hiện đợt phát hành của cổ phiếu i đang định dưới giá, khi đó mức giá

phát hành cổ phiếu i khi IPO thấp hơn so với mức giá đóng của cổ phiếu đó trong ngày

giao dịch đầu tiên, hàm ý nhà đầu tư mua cổ phiếu i khi IPO và bán ra vào ngày niêm yết

chính thức sẽ thực tế đạt được tỷ suất sinh lợi bất thường cao vượt mức so với tỷ suất

sinh lợi kỳ vọng hợp lý theo mức độ rủi ro của công ty i và biến động của thị trường.

Ngược lại, giá trị tỷ suất sinh lợi điều chỉnh kỳ vọng mang giá trị âm thể hiện cổ phiếu

được định giá cao trong đợt IPO.

Mức độ định dưới giá trung bình thể hiện qua tỷ suất sinh lợi khi phát hành chứng khoán

lần đầu ra công chúng trên thị trường chứng khoán Việt Nam như sau:

∑

̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅

∑

̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅̅

Bài nghiên cứu sử dụng kết quả thu được từ hai thước đo mức độ định dưới giá trên và

tham khảo hai thước đo nền tảng ban đầu là AR và MAAR để có kết luận vững chắc hơn

về bằng chứng mẫu hình định dưới giá trong hoạt động IPO ở thị trường Việt Nam, và so

sánh với mức độ, mẫu hình của các thị trường mới nổi cũng như thị trường phát triển

khác trong khu vực và trên thế giới.

3.2.2 Phương pháp kiểm định khả năng giải thích các lý thuyết

Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy để kiểm định tính hiệu lực của các lý

thuyết học thuật trọng yếu trong khả năng giải thích mức độ định dưới giá khi doanh

nghiệp phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng ở thị trường Việt Nam. Cụ thể, biến

phụ thuộc đưa vào mô hình là mức độ định dưới giá, thể hiện qua tỷ suất sinh lợi bất

thường ngày giao dịch đầu tiên có điều chỉnh tỷ suất sinh lợi kỳ vọng theo mô hình

CAPM (hai thước đo AR_CAPM và MAAR_CAPM). Các biến giải thích là đại diện mô

hình hóa cho lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt phát hành, lý thuyết danh tiếng nhà

bảo lãnh phát hành và lý thuyết cung cấp tín hiệu. Bài nghiên cứu lựa chọn các biến đại

diện dựa trên cơ sở lý luận, các nghiên cứu thực nghiệm trước đây trình bày ở chương 2

và công trình nghiên cứu của Anna Vong và Trigueiros (2010), Agathee và Sannassee

(2012): nhân tố tỷ lệ đặt mua vượt mức, độ tuổi công ty, quy mô công ty trước IPO, mức

giá khỏi điểm đấu giá, rủi ro đợt phát hành và sức khỏe tài chính của công ty đại diện cho

lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt phát hành. Lý thuyết uy tín nhà bảo lãnh phát

hành đặc trưng bởi thước đo uy tín dựa trên thị phần bảo lãnh nắm giữ, uy tín dựa trên

quy mô các đợt IPO và uy tín của đơn vị kiểm toán báo cáo tài chính doanh nghiệp trước

đợt phát hành. Cuối cùng, các yếu tố giá trị nội tại doanh nghiệp IPO, trạng thái thị

trường và tỷ lệ sở hữu nhà nước đại diện cho lý thuyết cơ chế cung cấp tín hiệu. Phần sau

giải thích ngắn gọn lý do lựa chọn các biến trên. Mô tả các biến sử dụng trong mô hình,

hướng kỳ vọng và phương cách tính toán được mô tả trong bảng.

Tỷ lệ đặt mua vượt mức (SUBR): Về mặt lý thuyết, tỷ lệ đặt mua vượt mức (số lượng

đặt mua chia số lượng chào bán) đại diện cho mức cầu của thị trường đối với cổ phiếu

phát hành. Nghiên cứu của Biais và Faugeron (2000) xác nhận sự gia tăng trong khối

lượng đặt mua từ nhà đầu tư làm tăng tính cạnh tranh trong đợt phát hành, làm cơ sở cho

việc định giá chính xác, từ đó làm giảm mức độ định dưới giá. Hanley (1993) và Kandel

(2008) tìm thấy mối tương quan âm giữa tỷ lệ cầu vượt mức và tỷ suất sinh lợi ban đầu

lần lượt ở thị trường Mỹ và thị trường chứng khoán Israel. Ngoài ra, Chi và Padgett

(2005) tìm thấy mức độ định dưới giá ở Trung Quốc chủ yếu được giải thích qua sự mất

cân đối cung cầu giữa các nhóm nhà đâu tư cá nhân và tổ chức. Agarwal (2008) khi thực

hiện kiểm định trên thị trường chứng khoán Hong Kong tìm thấy mối tương quan dương

trong ngắn hạn nhưng đảo chiều trong dài hạn giữa tỷ lệ đặt mua và mức độ định dưới

giá. Nhân tố này được kỳ vọng có tương quan ngược chiều với tỷ suất sinh lợi ban đầu

với mức ý nghĩa thống kê cao, đặc biệt vì ở thị trường Việt Nam với cơ chế đấu giá riêng

biệt, sự cạnh tranh giữa các nhà đầu tư trực tiếp làm tăng mức giá phát hành của cổ phiếu,

dẫn đến trực tiếp làm giảm tỷ suất sinh lợi điều chỉnh ngày giao dịch đầu tiên.

Quy mô đợt phát hành (LnSIZE): Quy mô của đợt IPO, đo lường bởi tổng giá trị cổ

phần bán được (tổng lượng vốn huy động được từ thị trường qua đợt phát hành), được kỳ

vọng có ảnh hưởng ngược chiều đến mức độ định dưới giá. Theo Beatty và Ritter (1986),

Miller và Reilly (1987), quy mô đợt phát hành được sử dụng như đại diện cho sự không

chắc chắn trước đợt phát hành về giá trị công ty sau đợt IPO. Nhiều bằng chứng thực

nghiệm cho thấy các đợt phát hành quy mô nhỏ có xu hướng định dưới giá cao ngắn hạn

và thể hiện kết quả kém trong dài hạn, trong khi khẳng định mối tương quan ngược chiều

giữa khối lượng chứng khoán phát hành và mức độ định dưới giá (theo Jog và Riding

(1987), Clarkson và Merkley (1994).

Quy mô công ty (LnASSET): Theo Finkle (1998), công ty với mức độ tổng tải sản lớn

đồng nghĩa với khả năng đa dạng hóa sản phẩm, năng lực quản trị cao và thuận lợi trong

việc tiếp cận thị trường vốn, cho phép nhà đầu tư nắm bắt thông tin dễ dàng. Đồng thời,

quy mô công ty thường tương quan ngược chiều với rủi ro của đợt phát hành (theo

Bhabra và Petway,2003). Các đặc tính này giúp làm giảm sự không chắc chắn của nhà

đầu tư tiềm năng xoay quanh đợt IPO. Ibbotson(1994) và Carter cùng đồng sự (1998) đưa

ra nghiên cứu cho thấy mối tương quan giữa việc gia tăng quy mô công ty và sự giảm sút

mức độ định dưới giá.

Mức giá khởi điểm (LnRESPRICE): Mức giá khởi điểm là nhân tố đặc trưng của các

thị trường IPO sử dụng cơ chế đấu giá, vừa mang ý nghĩa thước đo cơ sở để đánh giá giá

trị công ty và tính chất đợt phát hành, vừa đóng vai trò mức giá sàn thấp nhất mà tại đó cổ

phiếu có thể được cung cấp. Theo Fernando và đồng sự (1999), công ty có xu hướng thiết

lập mức giá phát hành thấp để thu hút các nhà đầu tư cá nhân tham gia đấu giá, trong khi

có xu hướng thiết lập mức giá cao để khuyến khích các nhà đầu tư tổ chức. Theo Daily

cùng đồng sự (2003), mức giá phát hành thiết lập cao ban đầu được xem như tín hiệu về

tiềm năng phát triển của công ty, làm giảm sự không chắc chắn quanh đợt phát hành,

nhưng đồng thời mức giá quá cao có thể khiến nhiều nhà đầu tư tiềm năng nản lòng.

Ibbotson (1988) tìm thấy mức giá phát hành thấp có liên hệ đến sự gia tăng mức độ định

dưới giá, trong khi Fernando (1999) tìm được mối liên hệ theo đồ thị hình U. TS.Hải Lý

và ThS.Dương Kha (2013) xác nhận giá khởi điểm có tương quan ngược chiều với tỷ suất

sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên ở thị trường Việt Nam.

Độ tuổi công ty (LnAGE): Độ tuổi của công ty tính từ ngày thành lập công ty tiền thân

ban đầu đến ngày thực hiện đấu giá phát hành. Nhân tố này được giả thuyết có tác động

ngược chiều đến mức độ định dưới giá dựa trên các nghiên cứu của Ritter (1984),

Megginson và Weiss (1991). Các công ty mới thành lập gần thời điểm IPO thường đi liền

với mức độ không chắc chắn cao, do sự thiếu hụt về dữ liệu tài chính, dữ liệu lịch sử

được công bố nên không đánh giá được chính xác tiềm năng phát triển của công ty, trong

khi sự sẵn có, khả năng tiếp cận cao các thông tin tài chính của các công ty hoạt động qua

nhiều năm tạo cơ sở giảm mức độ không chắc chắn, từ đó giảm mức độ định dưới giá

(Bilson,2003).

Rủi ro của công ty (RISK): Theo lý thuyết bất cân xứng thông tin, rủi ro của công ty đại

diện cho sự không chắc chắn sau phát hành, do đó được kỳ vọng có mối tương quan cùng

chiều với mức độ định dưới giá. Reber và Fong (2006) sử dụng mẫu 100 đợt IPO trên thị

trường chứng khoán Singapore giai đoạn 1998-2000 tìm được mối quan hệ cùng chiều,

có ý nghĩa thống kê giữa tỷ suất sinh lợi ban đầu và biến động khối lượng giao dịch cổ

phiếu sau niêm yết. Bradley (2009) xác nhận các công ty có mức rủi ro càng lớn thì càng

đối mặt với tình trạng định dưới giá nghiêm trọng.

Sức khỏe tài chính của công ty (ZSCORE): thước đo tình trạng “sức khỏe” tài chính

của công ty theo mô hình Altman Z-score (2000), vốn là thước đo khả năng phá sản, làm

đại diện do tính chất không chắc chắn trong khả năng hoạt động của công ty. Các nghiên

cứu trước đây thường áp dụng một hay nhiều tỷ số tài chính phản ánh từng khía cạnh

riêng biệt của công ty, trong khi Z-score xem xét đồng thời nhiều yếu tố bao gồm tính

thanh khoản, lợi nhuận hoạt động, tỷ suất sinh lợi tài sản, đòn bẩy tài chính và khả năng

tạo thu nhập. Agathee cùng đồng sự (2012) lần đầu áp dụng mô hình Z-score vào lĩnh

vực định dưới giá phát hành và tìm được mối tương quan ngược chiều với mức độ định

dưới giá.

Giá trị vốn hóa thị trường của công ty (LnMACP): Theo lý thuyết cung cấp tín hiệu,

các công ty tốt định dưới giá nhằm phát đi tín hiệu tích cực về giá trị thật của công ty.

Như vậy, giá trị nội tại của công ty, thể hiện qua mức vốn hóa thị trường, có thể xem như

đại diện cho lý thuyết này. Anna Vong (2010) tìm thấy giá trị nội tại công ty tương quan

thuận với mức độ định dưới giá trong đợt IPO ở thị trường chứng khoán Hong Kong.

Trạng thái thị trường (STATE): Điều kiện thị trường trong giai đoạn trước thời điểm

IPO được kỳ vọng có mối quan hệ cùng chiều với tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên,

trên cơ sở lý luận mức độ định dưới giá gia tăng trong các thời kỳ thị trường có xu hướng

tăng. Ritter (1984) sử dụng tỷ suất sinh lợi thị trường từ ngày đăng kí đến ngày phát hành

và Kiymaz (200), Amihud cùng đồng sự (2002) sử dụng tỷ suất sinh lợi thị trường trong

khoảng thời gian nhất định trước ngày giao dịch đầu tiên đều xác nhận mối tương quan

dương giữa trạng thái thị trường với mức độ định dưới giá của cổ phiếu. Samarakoon

(2010) xây dựng mô hình giải thích hiện tượng định dưới giá quanh trạng thái thị trường

(1 trong 3 nhân tố chính) và tìm được bằng chứng vững chắc ủng hộ mối quan hệ này.

Sở hữu nhà nước sau IPO (HSHARE): Cấu trúc sở hữu doanh nghiệp sau khi IPO

được xem như yếu tố quan trọng trong hầu hết các mô hình kiểm định mức độ định dưới

giá, nhưng biến số này phụ thuộc chặt chẽ vào cơ chế từng thị trường. Đối với các thị

trường đang phát triển, tỷ lệ vốn giữ lại bởi cổ đông hiện hữu (retained capital) thường

được sử dụng làm thước đo cấu trúc sở hữu. Tuy nhiên, ở thị trường Việt Nam, phần lớn

các cuộc IPO là doanh nghiệp Nhà Nước thực hiện cổ phần hóa, tình trạng nhà đầu tư

thiếu thông tin cần thiết khá nghiêm trọng, do đó tỷ lệ sở hữu của Nhà nước sau IPO có

ảnh hưởng quan trọng đến mức độ định dưới giá theo hướng định giá thấp để thu hút các

nhà đầu tư tham gia. Ở thị trường Trung Quốc có các đặc điểm tương tự, Chi và Padgett

(2005) tìm thấy bằng chứng hỗ trợ cho lập luận này.

Uy tín nhà bảo lãnh phát hành (REP1 và LnREP2): Tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch

đầu tiên có mối tương quan ngược chiều với danh tiếng nhà bảo lãnh phát hành nhờ giúp

giảm thiểu sự bất cân xứng thông tin giữa công ty phát hành và các nhà đầu tư. Dựa trên

cơ sở lý luận và tham khảo các nghiên cứu liên quan ở chương 2, tác giả chọn thị phần

bảo lãnh của công ty trên thị trường IPO và tổng khối lượng vốn phát hành trong các đợt

IPO làm hai thước đo cho uy tín của nhà bảo lãnh. Trong trường hợp có nhiều hơn một

nhà bảo lãnh tham gia vào đợt IPO, tỷ lệ trung bình có tỷ trọng được sử dụng. Tuy nhiên,

theo Spiess và Pettway (1997), nhà bảo lãnh phát hành có thể lựa chọn hành động đem lại

lợi ích cho các nhà đầu tư tiềm năng làm gia tăng mức độ định dưới giá.

Uy tín đơn vị kiểm toán (ACCT): Danh tiếng của đơn vị kiểm toán báo cáo tài chính

năm gần nhất trước đợt IPO được kỳ vọng thể hiển mối tương quan ngược chiều với tỷ

suất sinh lợi ngày đầu tiên. Do bản cáo bạch công bố thông tin được công ty phát hành

phối hợp với nhà bảo lãnh lập ra nhằm khuyến khích nhà đầu tư tham gia vào đợt IPO,

tính chất chủ quan, “làm đẹp” báo cáo là không thể tránh khỏi. Vì vậy khi thông tin tài

chính kỳ gần nhất được xác nhận bởi đơn vị kiểm toán uy tín sẽ giúp giảm thiểu sự không

chắc chắn và sự nghi ngờ về độ trung thực của các thông tin tài chính được công bố. Các

nghiên cứu của Balvers, McDonald và Miller (1988), Beatty (1989), Menon và Williams

(1991) tìm được bằng chứng cho thấy tác động ngược chiều của danh tiếng nhà kiểm toán

lên mức độ định dưới giá.

Bảng 2: Các biến giải thích cho mức độ định dưới giá trong ngắn hạn

Biến giải thích Ký hiệu Phương thức xác định Dấu kỳ vọng

SUBR -VE Tỷ lệ đặt mua vượt mức Số lượng cổ phần đặt mua / Số lượng cồ phần chào bán trong đợt IPO

LnSIZE -VE Quy mô đợt phát hành Logarit của quy mô đợt phát hành tính bằng mức giá khởi điểm nhân số lượng cổ phần phát hành

Quy mô công ty LnASSET -VE Logarit của tổng tài sản năm trước khi thực hiện IPO.

Giá khởi điểm LnRESPRICE -VE Logarit của mức giá khởi điểm

Độ tuổi công ty LnAGE - VE Logarit của số ngày tính từ ngày thành lập công ty đến ngày IPO

Rủi ro của công ty RISK +VE Độ lệch chuẩn tỷ suất sinh lợi cổ phiếu công ty trong 30 ngày sau niêm yết

ZSCORE -VE Sức khỏe tại chính của công ty Chỉ số Z-score tính dựa trên số liệu của báo cáo tài chính năm gần nhất trước thời điểm IPO

LnMACP +VE Giá trị công ty theo vốn hóa thị trường Logarit của vốn hóa thị trường của công ty sử dụng mức giá đóng của sau 10

ngày giao dịch đầu tiên trên thị trường niêm yết

thái thị STATE +VE Trạng trường Phần trăm thay đổi trung bình của chỉ số đại diện thị trường trong 30 ngày trước khi tiến hành đợt IPO

HSHARE -VE Sở hữu Nhà Nước sau IPO Tỷ lệ sở hữu Nhà nước trong cơ cấu vốn điều lệ sau IPO

REP1 -VE

Uy tín nhà bảo lãnh dựa trên thị phần bảo lãnh Tỷ lệ của số đợt IPO được bảo lãnh bởi công ty i chia cho số đợt IPO trong mẫu (thị phần theo số lượng bảo lãnh)

LnREP2 -VE Logarit của tổng giá trị các đợt phát hành trong mẫu mà công ty i bảo lãnh Uy tín nhà bảo lãnh dựa trên khối lượng bảo lãnh

ACCT -VE Uy tín đơn vị kiểm toán

Số đợt IPO có báo cáo tài chính do công ty i kiểm toán chia cho số đợt IPO trong mẫu. Biến giả ACCT nhận giá trị là 1 nếu doanh nghiệp được kiểm toán bởi một công ty có tỷ lệ thị phần cao.

Mô hình hồi quy đa biến như sau :

Mô hình trên được ước lượng bằng phương pháp hồi quy OLS, hồi quy OLS có hiệu

chỉnh phương sai thay đổi (OLS Robust) và phương pháp hồi quy bootstrap.

Mặc dù là phương pháp được sử dụng phổ biến nhất trên thế giới, hồi quy OLS dựa trên

nền tảng phân phối chuẩn, đồng thời trong trường hợp mẫu nhỏ, có thể xảy ra tình trạng

ước lượng chệch do tác động mạnh của các giá trị vượt mức trung bình mẫu đảng kể

(outlier). Do đó, để đảm bảo tính vững chắc của kết quả thu được đồng thời kiểm soát

ảnh hưởng của phần dư không theo phân phối chuẩn trong quy mô mẫu dữ liệu nhỏ như

vậy, bài nghiên cứu áp dụng kỹ thuật bootstrap. Quy trình xử lý cụ thể như sau: Với tất cả

kết quả hồi quy thu được ở các mô hình, tác giả thu thập phần dư (residuals) và tạo ra

10,000 mẫu theo nguyên tắc bootstrap, mỗi mẫu có quy mô bằng với mẫu gốc ban đầu

(54 quan sát). Trong mỗi lần lặp lại, mô hình xây dựng lại biến phụ thuộc trên cơ sở đưa

phần dư mẫu tạo mới vào các giá trị hồi quy gốc ban đầu để đạt được một tập hợp các

quan sát bootstrapped trên biến phụ thuộc. Mô hình thực hiện hồi quy lại từng vòng lặp

trong số 10,000 vòng lặp này và thu thập thống kê t cho từng tham số ước lượng. Trên cơ

sở đó, mô hình thực hiện so sánh giá trị thống kê t thực tế với các thống kê t tái tạo này

và thu được một giá trị bootstrapped p-value cho từng tham số hồi quy. Kỹ thuật này

được sử dụng cho tất cả các hồi quy boostrap trong bài nghiên cứu.

3.2.3 Sức khỏe tài chính doanh nghiệp IPO và mô hình Altman Z-score

Mô hình chỉ số Z-score được Altman (1968) xây dựng với mục tiêu gốc là đánh giá chất

lượng của phân tích tỷ số tài chính tồng hợp thông qua phương pháp phân tích phân biệt

(Multiple Discriminant Analasis – MDA), trên bối cảnh đánh giá năng lực tài chính và dự

báo khả năng phá sản của các công ty đại chúng. Chỉ số Z-score được ứng dụng phổ biến

và vượt ra khỏi phạm vi mục tiêu ban đầu. Năm 2000, Altman thực hiện xây dựng một

phương pháp ước lượng khác cho Z-score (Z-score revised), nhờ thay thế giá trị thị

trường vốn cổ phần ở biến X4 bằng giá trị sổ sách vốn chủ sở hữu và hiệu chỉnh các tham

số, cho phép mô hình Z-score được ứng dụng vào đánh giá các công ty tư nhân. Trên nền

tảng này, Gasbarro cùng đồng sự (2003) đưa ra quan điểm ứng dụng Z-score đại diện cho

sức khỏe tài chính của doanh nghiệp IPO. Agathee (2012) đã áp dụng mô hình Z-score

hiệu chỉnh để thực hiện kiểm định lý thuyết sự không chắc chắn về đợt phát hành giải

thích cho mức độ định dưới giá. Mô hình cụ thể như sau:

Trong đó: = Vốn luân chuyển / Tổng Tài sản = Lợi nhuận giữ lại / Tổng Tài sản = Thu nhập trước thuế và lãi vay / Tổng Tài sản = Giá trị sổ sách vốn chủ sở hữu / Tổng nợ phải trả = Doanh thu / Tổng Tài sản = Chỉ số chung

Theo mô hình, đại diện sức khỏe tài chính của công ty i, các biến

lần lượt đo lường tính thanh khoản, khả năng sinh lợi, tỷ suất sinh lợi của tài sản, đòn bẩy

tài chính và khả năng tạo thu nhập. Trong bài nghiên cứu, mẫu dữ liệu sẽ được chia thành

hai nhóm tương ứng với sức khỏe tài chính cao và thấp dựa trên chỉ số Z-score. Theo

Altman (2000), công ty có chỉ số thấp hơn 1.23 được xem là có sức khỏe tài chính thấp.

3.3 Dữ liệu nghiên cứu

Bài nghiên cứu đặt mục tiêu thực hiện kiểm định trên toàn thị trường IPO Việt Nam, bao

gồm tất cả các công ty thực hiện đấu giá phát hành sau đó tiến hành niêm yết giao dịch cổ

phiếu chính thức trên Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh HOSE và Sở

giao dịch chứng khoán Hà Nội HNX trong giai đoạn từ tháng 01/2005 đến hết tháng

12/2012. Tuy nhiên tác giả không tìm được dữ liệu đấu giá phát hành tại HNX trong thời

gian trước năm 2010 nên không thể thực hiện thống kê hệ thống các đợt IPO trên HNX

trong thời gian này. Vì vậy, mẫu dữ liệu bao gồm tất cả công ty đấu giá phát hành chứng

khoán lần đầu ra công chúng sau đó niêm yết chính thức trên HOSE trong thời gian từ

tháng 01/2005 đến hết tháng 12/2012 hay đấu giá phát hành sau đó niêm yết chính thức

trên HNX trong thời gian từ tháng 01/2010 đến hết tháng 12/2012. Bài nghiên cứu không

xem xét các đợt IPO trong năm 2013 do phương pháp xác định hệ số Beta trong mô hình

CAPM đòi hỏi dữ liệu về giá cổ phiếu công ty trên thị trường niêm yết tối thiểu trong 180

ngày giao dịch. Ngoài ra, do đặc điểm nghiên cứu liên quan đến IPO thường đối mặt với

thực tế quy mô mẫu không lớn, tác giả đưa vào mẫu dữ liệu bao gồm cả các công ty đã

ngừng niêm yết trong thời gian xem xét. Quy trình thu thập số liệu cụ thể cho bài nghiên

cứu như sau:

Đầu tiên, tác giả thu thập danh sách các cuộc đấu giá trên HOSE (từ tháng 01/2005 đến

12/2012) và HNX (từ tháng 01/2010 đến 12/2012. Tính đến hết tháng 12/2012, số cuộc

đấu giá được công bố trên HOSE là 204 cuộc và trên HNX là 43 cuộc. Tổng cộng tác giả

thu được số cuộc đấu giá ban đầu là 247 cuộc. Tiếp đó, tác giả thu thập danh sách tất cả

các công ty niêm yết trên HOSE và HNX trong khoảng từ 2005-2012, bao gồm cả những

trường hợp công ty đình chỉ niêm yết. Đối chiếu hai danh sách này với nhau để loại bỏ

những cuộc đấu giá mà đến hết tháng 12/2012 doanh nghiệp phát hành chưa niêm yết, bài

nghiên cứu tìm thấy chỉ có 99 cuộc đấu giá thỏa mãn điều kiện công ty phát hành sau đó

niêm yết trên thị trường giao dịch chính thức, bao gồm 16 doanh nghiệp niêm yết trên

HNX, 67 doanh nghiệp trên HOSE và 16 doanh nghiệp trên sàn Upcom. Tuy nhiên, do

các doanh nghiệp niêm yết trên sàn Upcom không có đầy đủ dữ liệu cần thiết cho các mô

hình trong bài nghiên cứu nên không được đưa vào mẫu. Tổng hợp lại, tác giả có được 83

cuộc đấu giá mà sau đó doanh nghiệp có thực hiện niêm yết trên HOSE và HNX.

Dựa trên cơ sở đối chiếu ngày thực hiện đợt đấu giá phát hành và ngày niêm yết chính

thức trên sàn giao dịch, tác giả nhận thấy có 27 cuộc đấu giá hoặc diễn ra sau ngày niêm

yết hoặc là phát hành chứng khoán lần thứ hai, do đó không phải là cuộc đấu giá IPO và

bị bỏ khỏi mẫu. Như vậy, tác giả còn lại được 56 cuộc IPO chính thức trong mẫu và tiến

hành thu thập dữ liệu liên quan cần thiết cho các mô hình nghiên cứu. Trong số này, có 2

cuộc IPO không tìm được bản công bố thông tin (bản cáo bạch IPO) và kết quả đấu giá

nên không thu thập được các biến cần thiết để đưa vào mô hình. Do đó, mẫu chính thức

của bài nghiên cứu là 54 cuộc đấu giá IPO tương ứng với 54 doanh nghiệp phát hành

trong giai đoạn tháng 01/2005 đến tháng 12/2012 với đầy đủ dữ liệu liên quan.

Nguồn dữ liệu chính cho bài nghiên cứu đến từ bốn nguồn chủ yếu: bản cáo bạch (bản

công bố thông tin) khi phát hành chứng khoán lần đầu ra công chúng, kết quả và các

thông tin quả cuộc đấu giá được công bố, báo cáo tài chính kiểm toán năm gần nhất trước

IPO và dữ liệu lịch sử giá cổ phiếu kể từ khi niêm yết giao dịch. Bản cáo bạch, hay bản

công bố thông tin, là tài liệu trọng yếu chính thức được doanh nghiệp phát hành phối hợp

với tổ chức tư vấn bảo lãnh phát hành công bố đến các nhà đầu tư trên thị trường. Bản

cáo bạch cung cấp các thông tin cơ bản về doanh nghiệp thực hiện IPO cũng như đợt phát

hành, trong đó các dữ liệu trọng yếu cần thiết cho bài nghiên cứu bao gồm lịch sử hình

thành doanh nghiệp, giá trị doanh nghiệp tại thời điểm IPO, cấu trúc tài sản, thông tin tài

chính từ bản cân đối kế toán và báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh trong hai năm

trước khi IPO, vốn điều lệ và cấu trúc sở hữu doanh nghiệp sau IPO, số lượng cổ phiếu

đấu giá cùng mức giá khởi điểm, thông tin nhà bảo lãnh (tư vấn) phát hành và đơn vị

kiểm toán báo cáo tài chính. Kết quả cuộc đấu giá, bao gồm số lượng đặt mua, mức giá

trúng bình quân, cơ cấu nhà đầu tư tham gia, tổng số lượng và giá trị cổ phần phát hành…

được tác giả thu thập bằng tay từ các bản thông báo kết quả đấu giá đăng trên website

chính thức của HOSE, HNX và Ủy ban Chứng khoán Nhà Nước SSC. Bên cạnh đó, dữ

liệu lịch sử giá từng cổ phiếu niêm yết và chỉ số đại diện thị trường VN-index, HASTC-

Index được thu thập từ các website chuyên ngành lĩnh vực chứng khoán như vietstock.vn,

cafef.vn, cophieu68.com, vndirect.com. Dữ liệu thông tin tài chính đưa vào mô hình

Altman Z-score được lấy từ báo cáo tài chính kỳ gần nhất trước thời điểm IPO hoặc tham

khảo từ biên bản xác định giá trị doanh nghiệp khi cổ phần hóa (chỉ với doanh nghiệp nhà

nước) hoặc báo cáo tài chính kỳ gần nhất sau thời điểm IPO (áp dụng cho trường hợp

doanh nghiệp trước IPO là đơn vị, xí nghiệp trực thuộc doanh nghiệp khác và không có

báo cáo tài chính riêng). Trong trường hợp không tìm được bảo cáo bạch, bản công bố

kết quả đấu giá hay thông tin cần thiết nào khác, bài nghiên cứu sử dụng báo cáo thường

niên của năm trước và năm doanh nghiệp thực hiện IPO, đồng thời tham khảo thêm trên

các website, tạp chí chuyên ngành lĩnh vực chứng khoán như vietstock.vn, cafef.vn,

cophieu68.com, các website công ty chứng khoán có thống kê dữ liệu như công ty cổ

phần chứng khoán Bảo Việt, công ty cổ phần chứng khoán Vietcombank VCBS. Riêng

đối với dữ liệu tỷ suất sinh lợi phi rủi ro là lãi suất của trái phiếu chính phủ kỳ hạn 1 năm,

tác giả thu thập từ cơ sở dữ liệu của quỹ tiền tệ quốc tế IMF.

Chương 4 Kết quả nghiên cứu

4.1 Kết quả xác định mức độ định dưới giá

Bảng 3 trình bày kết quả thống kê mô tả hệ số Beta xác định của các chứng khoán, tỷ suất

sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh thị trường, tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu

tiên điều chỉnh tỷ suất sinh lợi kỳ vọng theo mô hình CAPM. Ở mức độ tổng quan, các

thước đo đều cho kết quả tỷ suất sinh lợi có điều chỉnh mang giá trị dương, ủng hộ kết

luận tồn tại hiện tượng định dưới giá trong hoạt động IPO trên thị trường Việt Nam.

Bảng 3: Thống kê mô tả tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên có điều chỉnh

AR_CAPM MAAR_CAPM

Trung bình Trung vị Lớn nhất Nhỏ nhất Độ lệch chuẩn Độ nghiêng Độ nhọn p-value Số quan sát Beta 0.828277 0.871948 1.541889 0.016943 0.316515 -0.549664 3.11712 0.1663 54 AR 0.374885 0.199062 7.543904 -2.100662 1.380048 2.669515 15.27698 0.0000 54 MAAR 0.514094 0.261082 2.532397 -0.974470 1.079339 1.209611 4.415771 0.0019 54 0.347299 0.162143 7.518611 -1.846047 1.344517 2.922108 16.65106 0.0000 54 0.455561 0.167946 3.893468 -0.974543 1.153445 1.536182 5.067073 0.0002 54

Beta là hệ số Beta đo lường rủi ro hệ thống của doanh nghiệp phát hành xác định từ mô hình CAPM. AR và MAAR là tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh thị trường. AR_CAPM và MAAR_CAPM là tỷ suất sinh lợi vượt mức điều chỉnh theo mô hình CAPM.

Trong số 54 công ty thực hiện IPO trong giai đoạn 2005-2012 trên thị trường Việt Nam,

có 37 đợt IPO có giá trị AR_capm và MAAR_capm mang giá trị dương, tương ứng với tỷ

suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh kỳ vọng hợp lý dựa trên mô hình CAPM

có giá trị dương, hay cổ phiếu phát hành định dưới giá. Mức độ định dưới giá trung bình

tính theo AR_capm là 34.73% với độ lệch chuẩn 134.45%, tính theo MAAR_capm là

45.56% với độ lệch chuẩn 115.35%. Giá trị độ lệch chuẩn cao chứng minh mức độ định

dưới giá của các công ty trong mẫu phân tán rộng quanh giá trị trung bình. Tham khảo

thước đo tỷ suất sinh lợi điều chỉnh thị trường AR và MAAR cũng cho kết quả tương tự

với độ lệch chuẩn lần lượt là 138% và 107%, tuy nhiên giá trị trung bình của hai thước đo

này đều cao hơn tương ứng so với tỷ suất sinh lợi điều chỉnh kỳ vọng dựa trên mô hình

CAPM. Như vậy, giả định rủi ro hệ thống của các cổ phiếu phát hành bằng với rủi ro hệ

hễ thống của thị trường trong thời gian tương ứng không hoàn toàn phù hợp với điều kiện

thực tế ở thị trường Việt Nam, và đo lường trên giả định này làm sai lệch theo hướng tăng

mức độ định dưới giá quan sát được so với mức thực tế. Kết quả này phù hợp với kết quả

quan sát của Ibbotson (1975) và Affleck-Grave (1996). Hệ số Beta đo lường rủi ro hệ

thống của các công ty trong mẫu có giá trị trung bình là 0.828 thấp hơn 1, chứng minh

các công ty phát hành có thể biến động ít hơn so với biến động thị trường, ngược với kỳ

vọng các công ty phát hành sẽ có beta cao do tồn tại mức độ không chắc chắn. Tuy nhiên,

bất thường này có thể giải thích từ thực tiễn thị trường Việt Nam, các công ty đáp ứng đủ

điều kiện phát hành IPO thường chỉ có thể là các doanh nghiệp lớn, phát triển lâu dài, hầu

hết là các doanh nghiệp tiên phong, doanh nghiệp lớn hoặc chi phối ngành mình hoạt

động, do đó tồn tại sự vững chắc nhất định làm giảm mức độ rủi ro của cổ phiếu.

Đồ thị 1 và 2 thể hiện tỷ suất sinh lợi điều chỉnh kỳ vọng theo mô hình CAPM của các

công ty trong mẫu, giúp xác định rõ hơn mẫu định dưới giá ở thị trường Việt Nam. Dễ

dàng nhận thấy có sự biến động lớn trong mức độ định dưới giá giữa các doanh nghiệp.

Trong khi công ty cao su Hòa Bình có mức độ định dưới giá -184.6% (AR_capm) và -

80% (MAAR_capm) thì công ty Công ty Khoan và dịch vụ khoan Dầu Khí có mức độ

định dưới giá lên đến 751.8% (AR_capm) và 377.5% (MAAR_capm). Mức độ định dưới

giá có khoảng biến thiên rộng nên mức giá trị trung bình 34.73% và 45.56% mang ý

nghĩa tỷ suất sinh lợi nhà đầu tư đạt được chỉ khi nắm giữ tất cả các cổ phiếu IPO trong

giai đoạn 2005-2012 cho đến ngày giao dịch đầu tiên. Khi nhà đầu tư nắm giữ ít số lượng

ít hơn số quy mô mẫu, khả năng đạt được tỷ suất sinh lợi cao hơn hoặc thấp hơn đáng kể

là rất lớn.

-0.2

-0.4

-0.6

-0.8

AR_capm

-1

MAAR_capm

-1.2

-1.4

-1.6

-1.8

-2

AR_CAPM

MAAR_CAPM

Hình 1: Các công ty trong mẫu có tỷ suất sinh lợi điều chỉnh kỳ vọng âm

Hình 2: Các công ty trong mẫu có tỷ suất sinh lợi điều chỉnh kỳ vọng dương

Để củng cố độ tin cậy của kết luận về hiện tượng định dưới giá ở thị trường IPO Việt

Nam, bài nghiên cứu thực hiện kiểm định trung bình lần lượt cho từng thước đo (giả

thuyết H0 lần lượt là giá trị trung bình tỷ suất sinh lợi có điều chỉnh AR_capm hoặc

MAAR_capm khác 0 không có ý nghĩa thống kê), Kết quả thu được trong bảng 4 cho

thấy thước đo AR_capm có ý nghĩa ở mức 10% và thước đo MAAR_capm có ý nghĩa ở

mức 1%, bác bỏ giả thuyết H0. Như vậy, có thể kết luận rằng tồn tại hiện tượng định dưới

giá ở thị trường chứng khoán Việt Nam với mức độ định dưới giá là 34.73% và 45.56%,

đo lường bằng tỷ suất sinh lợi điều chỉnh kỳ vọng theo mô hình CAPM. Kết quả này gần

tương đồng với mức độ định dưới giá 38% và 49% trong bài nghiên cứu của TS.Hải Lý

và Th.S Dương Kha (2013) trên thị trường Việt Nam, đồng thời phù hợp với các mẫu

hình định dưới giá được phát hiện trên thế giới. Cụ thể, mức định dưới giá tìm được ở

một thị trường đang phát triển như Việt Nam cao hơn đáng kể so với mức định dưới giá

của các thị trường phát triển như Mỹ (18.8%), Australia (21.6%), Pháp (10.5%), đồng

thời tương đồng với mức độ định dưới giá ở các thị trường mới nổi khác như Đài Loan

(37.2%), Brazil (33.1%), Sri Lanka (33%). So sánh với các quốc gia khác ở khu vực châu

Á, mức độ này thấp hơn của Trung Quốc (137.4%), Bangladesh nhưng tương đối cao so

với các quốc gia khu vực Đông Nam Á như Thailand (36.6%), Singapore (26.1%),

Indonesia (25.7%) và Malaysia (62.6%).

Bảng 4: Kiểm định trung bình mức độ định dưới giá của mẫu

Trung bình Độ lệch chuẩn t p-value Sai số chuẩn

AR 0.3748855 1.380048 1.9962 0.0511*** 0.1878008

MAAR 0.5140947 1.079339 3.5001 0.0010* 0.1468794

AR_CAPM 0.347299 1.344517 1.8982 0.0631*** 0.1829656

AR và MAAR là tỷ suất sinh lợi bất thường ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh thị trường, AR_CAPM và MAAR_CAPM là tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh theo mô hình CAPM. Giá trị t và p-value là kết quả của kiểm định H0: Giá trị trung bình của tỷ suất sinh lợi vượt mức ngày giao dịch đầu tiên (lần lượt theo từng thước đo) khác 0 không có ý nghĩa thống kê. * : Có ý nghĩa thống kê ở mức 1% *** : Có ý nghĩa thống kê ở mức 10%

MAAR_CAPM 0.4555611 1.153445 2.9023 0.0054* 0.156964

Thị trường chứng khoán Việt Nam trong khoảng thời gian không quá 10 năm (2005-

2012) đã trả qua nhiều thăng trầm, cả thời kì phát triển nhanh chóng 2006-2007 và giai

đoạn sụt giảm sau năm 2008 do khủng hoảng tài chính toàn cầu. Do đó, cần thiết phải

đánh giá sự thay đổi của mức độ định dưới giá qua các năm và các giai đoạn biến động

của thị trường. Thống kê tỷ suất sinh lợi điều chỉnh kỳ vọng trong bảng 5a chỉ ra định

dưới giá là một hiện tượng chung chi phối thị trường IPO Việt Nam qua các năm, mặc dù

mức độ định dưới giá có sự biến động lớn giữa các năm. Số liệu cho thấy trong giai đoạn

8 năm nghiên cứu, có đến 7 năm trung bình các phát hành IPO bị định dưới giá, góp phần

củng cố bằng chứng về sự tồn tại của hiện tượng này ở Việt Nam. Tỷ suất sinh lợi điều

chỉnh theo kỳ vọng đạt mức cao trên 50% vào các năm 2005, 2008 và 2009, với số lượng

các đợt phát hành tập trung chủ yếu vào năm 2005 và 2007, sau đó sụt giảm kể từ năm

2009 (riêng năm 2012 không có đợt IPO nào). Sự giảm sút đột ngột và kéo dài trong hoạt

động IPO từ năm 2009 có thể được phối hợp giải thích dưới hai góc độ. Thứ nhất, do ảnh

hưởng của khủng hoảng tài chính toàn cầu vào năm 2008 và thị trường bất động sản trong

nước đóng băng, nền kinh tế rơi vào tình trạng suy giảm, trực tiếp tác động làm thị trường

chứng khoán xuống dốc, nguồn vốn đầu tư khan hiếm, tình trạng cổ phiếu giảm giá mạnh

ở các sàn làm tăng rủi ro các đợt phát hành, dẫn đến phần lớn các doanh nghiệp hủy bỏ

hoặc trì hoãn IPO trong giai đoạn này. Thứ hai, do thiếu quy định ràng buộc rõ ràng thời

gian niêm yết sau khi doanh nghiệp IPO nên tình trạng trì hoãn niêm yết kéo dài, nhiều

công ty IPO vào các năm 2010-2012 đến nay vẫn chưa niêm yết cổ phiếu trên sàn giao

dịch chính thức nên không được thống kê trong mẫu. Vì vậy, để tránh tình trạng số lượng

quan sát ít không đủ tính đại diện cho một năm nhất định, bài nghiên cứu thực hiện thống

kê mức độ định dưới giá theo giai đoạn phát triển của thị trường.

Bảng 5b cho thấy tỷ suất sinh lợi trung bình điều chỉnh kỳ vọng (AR_CAPM và

MAAR_CAPM) của những đợt IPO xảy ra trong giai đoạn thị trường chứng khoán Việt

Nam phát triển nhanh chóng 2005-2007 (chiếm 75.93% quy mô mẫu) có mức độ định

dưới giá trung bình là 30.93% và 40.44%, gần với mức trung bình toàn giai đoạn 2005-

2012 và cao hơn mức 10.46% và 23% của giai đoạn thị trường từ từ phục hồi 2010-2012.

Bảng 5: Mức độ định dưới giá từng năm và từng giai đoạn

Bảng 5a: Mức độ định dưới giá qua các năm

AR_CAPM

MAAR_CAPM

Năm

Số đợt IPO

Mean

Min

Max

Mean

Min

Max

2005

0.6125

-1.8460

7.5186

0.2211

-0.8926

3.5545

2006

0.2464

-1.4746

1.8816

0.1564

-0.9745

0.9502

2007

0.1884

-0.6052

1.4215

0.5347

-0.9212

3.8935

2008

0.6569

-0.4163

1.7017

0.8894

-0.4200

2.9992

2009

0.9517

0.9518

0.6425

2010

0.2056

-0.0828

0.6076

0.3446

-0.0918

1.1913

2011 2012

-0.2994 -

-0.2995 -

-0.2284 -

-0.22848 -

-0.2284 -

1 0

Tổng

0.3473

-1.8460

7.5186

0.4556

-0.97458

3.8935

AR_CAPM và MAAR_CAPM là tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh theo mô hình CAPM. Mean, Min và Max lần lượt là giá trị trung bình, giá trị nhỏ nhất và lớn nhất của tỷ suất sinh lợi điều chỉnh theo mô hình CAPM thống kê qua các năm.

Bảng 5b: Mức độ định dưới giá qua các giai đoạn

AR_CAPM

MAAR_CAPM

Giai đoạn

Số đợt IPO

Mean

t-stat

p-value

Mean

t-stat

p-value

2005-2007

0.3093

0.1273

0.8990

0.4044

0.2601

0.8372

2008-2009

0.6938

-1.2026

0.2443

0.8585

-1.0370

0.3243

2010-2012

0.1046

1.0191

0.32

0.2300

0.7617

0.4691

2005-2012

0.3473

0.4556

AR_CAPM và MAAR_CAPM là tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh tỷ suất sinh lợi kỳ vọng theo mô hình CAPM. Mean là giá trị trung bình của AR_CAPM và MAAR_CAPM qua các giai đoạn. t-stat và p-value là kết quả của thống kê hai mẫu t-statistic kiểm định ý nghĩa thống kê của sự khác biệt trong tỷ suất sinh lợi điều chỉnh trong một giai đoạn cụ thể với toàn bộ mẫu.

Hiện tượng định dưới giá ngắn hạn xảy ra nghiêm trọng nhất trong giai đoạn 2008-2009

khi thị trường suy thoái, với tỷ suất sinh lợi điều chỉnh kỳ vọng lần lượt là 69.38% và

85.85%. Tuy nhiên, kiểm định t-statistic hai mẫu (two-sample t-statistics) cho kết quả sự

khác biệt trong tỷ suất sinh lợi điều chỉnh kỳ vọng ở một giai đoạn cụ thể so với tỷ suất

sinh lợi toàn mẫu dữ liệu ở cả hai thước đo AR_CAPM và MAAR_CAPM đều không có

ý nghĩa thống kê, hàm ý sự khác biệt không xuất phát từ đặc điểm phát triển riêng biệt

của một giai đoạn nào trong mẫu.

4.2 Kết quả giải thích mức độ định dưới giá

Bảng 6 trình bày các thống kê mô tả các yếu tố sẽ được sử dụng trong phân tích hồi quy

giải thích mức độ định dưới giá của các đợt IPO ở thị trường Việt Nam. Tỷ lệ đặt mua

vượt mức trung bình của các đợt IPO là 3.65 lần, thể hiện phần lớn các đợt IPO đều thu

hút được nhà đầu tư với tổng số lượng đặt mua cao hơn mức chào bán.. Mặc dù vậy, tỷ lệ

đặt mua này có độ phân tán rộng (độ lệch chuẩn 3.2063), với cuộc IPO được đặt mua

thấp nhất chỉ có tỷ lệ 0.0174 (chỉ 1.74% số cổ phần chào bán được đặt mua). Quy mô đợt

phát hành trung bình là 3.65 tỷ đồng có độ lệch chuẩn cao 1702.92 tỳ đồng, trong khi quy

mô công ty phát hành trung bình đạt 14131.87 tỳ đồng, với khoảng biến thiên rộng từ

35.92 đến 366267.8 tỷ đồng. Như vậy, các công ty trong mẫu có sự khác biệt lớn về tổng

giá trị doanh nghiệp và tổng giá trị phát hành trong đợt IPO, với các cuộc IPO lớn nhất

chủ yếu thuộc về các ngân hàng quốc doanh.Tuy nhiên, do phần đông các cuộc IPO về

bản chất là cổ phần hóa doanh nghiệp quốc doanh, hoạt động trong thời gian dài được sự

hỗ trợ từ Nhà nước nên không hẳn quy mô công ty, quy mô đợt phát hành càng lớn thì

chất lượng càng tốt và giảm thiểu tình trạnh bất cân xứng thông tin, từ đó làm giảm mức

độ định đưới giá như thực tế ở các thị trường tài chính phát triển. Mức giá khởi điểm

trung bình các đợt đấu giá là 67330 đồng, với chênh lệch giữa mức giá khởi điểm cao

nhất và thấp nhất là khá lớn. Tuy nhiên, có 7 cuộc IPO trong mẫu có mệnh giá cổ phần là

100,000 gấp 10 lần mức mệnh giá thông thường, nên độ lệch và độ nhọn sẽ giảm xuống

khi thực hiện điều chỉnh về cùng mệnh giá. Độ tuổi trung bình từ khi công ty thành lập

đến khi thực hiện IPO là 5567 ngày (15.25 năm), biến thiên từ 2.4 đến 54.7 năm, cao hơn

đáng kể so với thị trường các quốc gia khác. Nhưng do độ tuổi tính từ khi thành lập công

ty tiền thân ban đầu, có thể là xí nghiệp hoặc chi nhánh công ty nhà nước nên phần lớn

công ty trong mẫu hoạt động trải dài từ thời kì bao cấp, tính chất độc quyền, được Nhà

nước bảo trợ cho đến thời kỳ mở cửa nền kinh tế thị trường, thực hiện IPO nhằm cổ phần

hóa theo chính sách chung của Nhà nước, do đó sức mạnh cạnh tranh và tình trạng bất

cân xứng thông tin chưa chắc sẽ giảm khi công ty đã tồn tại lâu trên thị trường như lý

thuyết. Độ lệch chuẩn của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu công ty sau 30 ngày niêm yết, đo

lường cho rủi ro công ty phát hành, có giá trị trung bình 0.0319. Chỉ số Z-score có giá trị

trung bình 3.84, lớn hơn mức chuẩn 1.23, hàm ý nhìn chung các công ty trong mẫu có

sức khỏe tài chính tốt và ổn định, tuy nhiên mức biến động tương đối lớn (độ lệch chuẩn

bằng 9.0307).

Bảng 6: Mô tả dữ liệu

Trung bình

Lớn nhất

Độ nhọn

0.3473

AR_CAPM

Nhỏ nhất -1.8460

7.5186

Độ lệch chuẩn 1.3445

Độ nghiêng 2.9221

16.6511

0.4556

MAAR_CAPM

-0.9745

3.8935

1.1534

1.5362

5.0671

3.6530

SUBR

0.0174

15.8903

3.2063

1.5373

5.683

596.28

SIZE (tỷ đồng)

0.8068

10561.32

1702.92

4.8202

26.3950

ASSET (tỷ đồng)

14131.87

35.92

366267.8

58175.86

4.8968

27.619

RESPRICE

67330.56

10000

1400000

196146.6

6.0752

41.1726

5567

AGE

886

19969

3709.79

2.0736

8.5802

0.0319

RISK

0.0136

0.0489

0.0075

0.0660

2.9615

3.8388

ZSCORE

0.0337

60.2489

9.0307

5.2067

31.0838

MACP (tỷ đồng)

4419.41

46.72

70494

12034.88

4.1998

20.9910

0.4377

HSHARE

0.8812

0.2664

-0.3533

2.0281

0.0924

STATE

-0.8777

1.4019

0.5095

0.3934

2.8424

0.1755

REP1

0.0185

0.3333

0.1277

0.1540

1.3383

REP2

0.0141

1.6337

4285.64

38.566

9968.53

3327.98

0.4758

0.6667

-0.7071

1.5

ACCT AR_CAPM và MAAR_CAPM là tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh theo mô hình CAPM. SUBR là tỷ lệ đặt mua vượt mức, bằng số lượng đặt mua chia số lượng cổ phiếu chào bán. SIZE là quy mô đợt phát hành tính bằng mức giá khởi điểm nhân số lượng cổ phiếu phát hành. ASSET là tổng tài sản của công ty trước năm IPO. RESPRICE bằng mức giá khởi điểm của cổ phiếu trong đợt đấu giá. AGE là độ tuổi công ty, đo lường bằng số ngày từ ngày thành lập đến ngày thực hiện IPO. RISK là độ lệch chuẩn của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trong ty 30 ngày sau niêm yết. ZSCORE là chỉ số đo lường sức khỏe tài chính của công ty theo mô hình Altman Z-score. MACP là mức vốn hóa thị trường của doanh nghiệp sau 10 ngày niêm yết. HSHARE là tỷ lệ sở hữu Nhà nước trong cơ cấu vốn điều lệ của công ty sau IPO. STATE bằng phần trăm thay đổi trung bình của chỉ số đại diện thị trường trong 30 ngày trước khi ngày thực hiện đấu giá phát hành.

REP1 là thị phần của công ty bảo lãnh đợt IPO, REP2 là tổng giá trị các đợt phát hành trong mẫu mà công ty bảo lãnh cho đợt IPO đó tiến hành bảo lãnh. ACCT là biến giả nhận giá trị là 1 nếu doanh nghiệp được kiểm toán bởi công ty uy tín.

Mức vốn hóa thị trường các công ty thực hiện IPO trong mẫu trung bình là 4419.41 tỷ

đồng, độ lệch chuẩn 12034.88 tỷ thể hiện có sự chênh lệch lớn về quy mô vốn hóa giữa

các công ty sau niếm yết. Tỷ lệ sở hữu Nhà nước trung bình trong mẫu đạt 43.77%, với

30 doanh nghiệp (chiến 55% mẫu dữ liệu) duy trì tỷ lệ sở hữu Nhà nước trên 50% (vai trò

cổ đông chi phối), và chỉ có 8 công ty (chiếm 15% mẫu dữ liệu) không duy trì sở hữu

Nhà nước sau IPO. Phần trăm thay đổi trung bình của thị trường trong 30 ngày giao dịch

trước đợt IPO trung bình đạt 9.24%, nhưng biến thiên mạnh trong khoảng -87.77% đến

140.19%. Thị phần nhà bảo lãnh phát hành có giá trị trung bình 17.55%, trong đó giá trị

lớn nhất là 33.33%, hàm ý có đơn vị bảo lãnh nắm thị phần lớn ở thị trường IPO Việt

Nam, nhưng không chiếm hoàn toàn ưu thế hoặc có vị thế độc quyền. Tổng giá trị bảo

lãnh phát hành của nhà bảo lãnh trung bình đạt 4285.64 tỷ đồng. Uy tín đơn vị kiểm toán

(biến giả) có giá trị trung bình 0.67, đồng nghĩa với 2/3 các công ty phát hành trong mẫu

lựa chọn đơn vị kiểm toán có danh tiếng trên thị trường.

Hồi quy mô hình tổng thể kiểm định khả năng giải thích đồng thời cho mức độ định

dưới giá của các lý thuyết.

Bảng 7 trình bày mối tương tương quan giữa các biến giải thích trong mô hình hồi quy và

giữa các biến này với hai biến phụ thuộc. Kết quả cho thấy có rất ít mối quan hệ giữa

biến giải thích với tỷ suất sinh lợi điều chỉnh theo mô hình CAPM (AR_capm và

MAAR_capm), ngoại trừ trường hợp có hệ số tương quan dao động âm quanh 0.5 của

logarit mức giá khởi điểm, hàm ý mức giá phụ thuộc gia tăng có tác động giảm thiểu mức

độ định dưới giá, thông qua tác động trực tiếp làm tăng mức giá phát hành đến công

chúng. Trong mối quan hệ giữa các biến độc lập, có sự tương quan dương cao đáng kể

giữa quy mô đợt phát hành (LnSize) và quy mô công ty (LnAsset), mức vốn hóa thị

trường doanh nghiệp 10 ngày sau niêm yết (LnMacp). Kiểm định đa cộng tuyến cho thấy

giữa các biến này có hiện tượng đa công tuyến với chỉ số VIF khá cao, thực hiện hồi quy

phụ cho thấy quy mô công ty và mức vốn hóa thị trường sau niêm yết có khả năng giải thích 60.66% (giá trị R2) cho quy mô đợt phát hành với mức ý nghĩa thống kê 1%. Anna

Vong và Trigueiros (2010) cũng đã phát hiện mối tương quan đáng kể giữa các biến đo

lường giá trị doanh nghiệp và khối lượng đợt phát hành, đề xuất hiện tượng đa cộng

tuyến có nguyên nhân xuất phát từ bản chất mối quan hệ tự nhiên giữa các biến (công ty

có quy mô lớn thường có xu hướng phát hành khối lượng đáng kể cổ phần trong đợt IPO,

kéo theo sự gia tăng trong khối lượng vốn hóa thị trường khi niêm yết). Do đó, việc xử lý

hiện tượng đa cộng tuyến trong mẫu bằng kỹ thuật thống kê như sử dụng sai phân cấp 1

không hiệu quả, có thể dẫn đến hiện tượng tự tương quan và sai lệch ước lượng trong cơ

mẫu nhỏ, trong khi phương thức gia tăng cỡ mẫu khó khả thi do bài nghiên cứu đã nỗ lực

thu thập tối đa số đợt IPO trong giai đoạn phát triển chính yếu của thị trường Việt Nam.

Vì vậy, tác giả đề xuất loại bớt biến đo lường quy mô ra khỏi mô hình. Thực hiện hồi quy

OLS, OLS hiệu chỉnh phương sai thay đổi robust và bootstrap cho mô hình tổng thể của

bài, có loại trừ lần lượt các biến LnSize, LnAsset và LnMacp, bài nghiên cứu thu được

kết quả cho thấy quy mô đợt phát hành (LnSize) không có khả năng giải thích cho mức

độ định dưới giá như kỳ vọng và không có ý nghĩa thống kê ở hầu hết các kiểm định.

Trong số rất ít kết quả hồi quy mà biến này có ý nghĩa thống kê, dấu hệ số mang giá trị

dương ngược với kỳ vọng theo lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm khác. Mặc dù

quy mô phát hành là nhân tố quan trọng tác động đến tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu

tiên ở các thị trường phát triển, Agathee (2012) trong bài nghiên cứu gốc và Samarakoon

(2010) đã chỉ ra quy mô đợt IPO không có khả năng giải thích hoặc giải thích rất ít cho

mức độ định dưới giá ở các thị trường phát triển. Đặc biệt ở thị trường Việt Nam, với cơ

chế đấu giá phân biệt khi IPO, tạo nên tranh luận trong sử dụng mức giá khởi điểm hay

mức giá đấu bình quân nhân với số lượng cổ phần phát hành hay số lượng cổ phần đấu

giá thành công để xác định quy mô đợt phát.

Các kiểm định bổ sung cho thấy không có hiện tượng tự tương quan của phần dư trong

mô hình hồi quy OLS. Hồi quy OLS robust được thực hiện ở tất cả các phân tích hồi quy

bên cạnh OLS thông thường nhằm khắc phục hiện tương phương sai thay đổi của nhiễu.

Bảng 7: Tương quan giữa các biến trong mô hình hồi quy

LnSize LnAsset LnResprice LnAge

Zscore LnMacp

Risk

State Hshare Rep1 LnRep2 Acct

Subr 1.0000

Subr

0.1886

1.0000

LnSize

-0.2529 0.708*

1.0000

LnAsset

0.0114

0.234

0.0636

1.0000

LnResprice

-0.1082 0.0904

0.3592

-0.0814

1.0000

LnAge

0.2285

-0.1893

-0.3904

-0.2373

-0.1348 1.0000

Risk

-0.0194

-0.0096

-0.0673

-0.0036

-0.0533 0.0523

1.0000

Zscore

-0.1234 0.731*

0.708*

0.0687

-0.4889

-0.0119

1.0000

0.3484

LnMacp

0.0762

-0.1423

-0.0236

0.0456

0.1797

-0.0651 0.1409

0.2562

1.0000

State

-0.338

-0.1259 0.2445

0.4295

0.1489

-0.0964 0.1405

0.2432

0.0866

1.0000

Hshare

0.1892

-0.0028 0.0752

-0.0152

-0.0355

-0.109

-0.0179

0.132

0.1317

-0.2801 1.0000

Rep1

0.3021

0.0542

0.3586

0.319

0.1476

-0.192

-0.0155

0.3457

0.1663

-0.1194

0.507

1.0000

LnRep2

0.2618

-0.0302 0.2006

0.2156

-0.1809

-0.1634

-0.0975

0.32

-0.0773 0.0024

-0.1399

0.0144

1.0000

Acct

-0.2061

-0.001

-0.0149

-0.4952

-0.2025

0.126

-0.061

0.124

0.2615

0.1332

-0.036

-0.1105

-0.072

Ar_capm

-0.1903

-0.1103

-0.1124

-0.5079

-0.1026 0.2559

-0.102

-0.079

0.0984

0.149

-0.183

-0.3445

-0.091

Maar_capm

1.69

4.64

5.32

1.64

1.49

1.59

1.09

4.85

1.45

1.69

2.62

2.97

1.34

VIF

SUBR là tỷ lệ đặt mua vượt mức số cổ phiếu phát hành, LnSIZE là logarit tự nhiên của quy mô đợt IPO, LnASSET là logarit tự nhiên của tổng tài sản doanh nghiệp vào thời điểm trước IPO. LnResprice là logarit tự nhiên của mức giá khởi điểm, LnAGE bằng logarit tự nhiên của độ tuổi doanh nghiệp RISK bằng độ lệch chuẩn của tỳ suất sinh lợi cổ phiếu trong 30 ngày giao dịch sau niêm yết, ZSCORE là chỉ số đo lường sức khỏe tài chính công ty thời điểm trước khi thực hiện IPO. LnMACP bằng logarit tự nhiên của mức vốn hóa công ty sau 10 ngày giao dịch, STATE là phần trăm thay đổi của tỷ suất sinh lợi thị trường trong 30 ngày giao dịch trước khi thực hiện đợt IPO.HSHARE là tỷ lệ sở hữu Nhà nước trong vốn điều lệ sau IPO. REP1 bằng thị phần của nhà bảo lãnh phát hành đợt IPO đó trong mẫu, LnREP2 bằng logarit tự nhiên của tổng giá trị các đợt phát hành trong mẫu mà công ty bảo lãnh cho đợt IPO đó tiến hành bảo lãnh. ACCT là biến giả nhận giá trị là 1 nếu doanh nghiệp được kiểm toán bởi công ty uy tín. AR_CAPM và MAAR_CAPM là tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều chỉnh theo mô hình CAPM. * : hệ số tương quan lớn hơn 0.6

Bảng 8: Kết quả hồi quy mô hình tổng thể - Thước đo AR_CAPM

Mô hình 1

Mô hình 2 (không có LnSize)

OLS

Bootstrap

OLS

Robust

Bootstrap

Hệ số

t

p-value

t

p-value

t

p-value

t

p-value

t

p-value

Robust p- value 0.018**

-0.1395

-2.66

0.011**

-2.47

-2.12

0.034**

-0.1122

-2.50

0.017**

-2.90

0.006*

-2.41

0.016**

Subr

0.1584

1.01

0.318

0.325

0.9

0.368

LnSize

-0.3161

-2.00

0.052***

-1.56

0.128

-1.35

0.177

-0.2371

-1.73

0.092***

-1.41

0.167

-1.21

0.225

LnAsset

-0.9115

-6.11

0.000*

-3.93

0.000*

-3.63

0.000*

-0.8926

-6.03

0.000*

-4.00

0.000*

-3.71

0.000*

LnResprice

-0.4985

-2.02

0.051***

-1.74

0.089***

-1.54

0.123

-0.5265

-2.14

0.038**

-1.85

0.071***

-1.67

0.095***

LnAge

24.635

1.13

0.264

1.32

0.194

1.16

0.245

31.7558 1.54

0.131

1.56

0.126

1.43

0.152

Risk

-0.0193

-1.29

0.204

-2.58

0.014**

-0.52

0.601

-0.0181

-1.22

0.231

-2.57

0.014**

-0.52

0.606

Zscore

0.4422

2.63

0.012**

2.33

0.025**

2.04

0.041** 0.5268

3.61

0.001*

2.50

0.017**

2.30

0.022**

LnMacp

-0.7024

-1.11

0.273

-1.45

0.156

-1.27

0.204

-0.7068

-1.12

0.270

-1.48

0.147

-1.31

0.191

Hshare

0.6119

2.00

0.052*** 1.38

1.32

0.186

0.5379

1.81

0.077*** 1.31

0.198

1.24

0.215

0.174

State

-1.5080

-0.92

0.363

-0.75

0.451

-1.5210

-0.93

0.359

-0.82

0.420

-0.78

0.438

0.426

-0.8

Rep1

0.501

0.68

0.0819

0.69

0.494

0.0890

0.75

0.456

0.75

0.458

0.67

0.505

0.6

0.55

LnRep2

-0.1303

-0.41

0.682

-0.43

0.671

-0.1748

-0.56

0.578

-0.63

0.533

-0.59

0.553

-0.4

0.691

Acct

4.2727

1.06

0.295

1.22

0.231

3.4063

0.87

0.391

0.96

0.341

0.82

0.410

1.03

0.304

0.6289

0.6195

0.5084

0.5081

Intercept R2 Adjust R2

5.22

3.20

5.56

3.58

F-statistic

0.000*

0.002*

0.006*

0.000*

0.001*

0.002*

Prob.(F) SUBR là tỷ lệ đặt mua vượt mức số cổ phiếu phát hành, LnSIZE là quy mô đợt IPO, LnASSET là tổng tài sản doanh nghiệp vào thời điểm trước IPO. LnResprice là mức giá khởi điểm phát hành, LnAGE bằng của độ tuổi doanh nghiệp. RISK bằng độ lệch chuẩn của tỳ suất sinh lợi cổ phiếu trong 30 ngày giao dịch sau niêm yết, ZSCORE là chỉ số đo lường sức khỏe tài chính công ty. LnMACP bằng mức vốn hóa công ty sau 10 ngày giao dịch, STATE là phần trăm thay đổi của tỷ suất sinh lợi thị trường trong 30 ngày giao dịch trước khi thực hiện đợt IPO. HSHARE là tỷ lệ sở hữu Nhà nước trong vốn điều lệ sau IPO. REP1 bằng thị phần của nhà bảo lãnh phát hành đợt IPO đó trong mẫu, LnREP2 bằng của tổng giá trị các đợt phát hành trong mẫu mà công ty bảo lãnh cho đợt IPO đó tiến hành bảo lãnh. ACCT là biến giả nhận giá trị là 1 nếu doanh nghiệp được kiểm toán bởi công ty uy tín.

Bảng 9: Kết quả hồi quy mô hình tổng thể - Thước đo MAAR_CAPM

Mô hình 2 (không có LnSize)

Mô hình 1

OLS

Bootstrap

OLS

Robust

Bootstrap

Hệ số

t

p-value

t

z

p-value

t

p-value

t

p-value

z

p-value

Robust p- value

-0.0907

-2.02

0.050**

-2.01

0.051***

-1.75

0.080***

Subr

-0.1207

-2.31

0.026**

-2.21

0.033**

-1.89

0.058***

LnSize

0.1740

1.11

0.272

1.03

0.311

0.92

0.357

-0.1764

-1.28

0.206

-1.67

0.103

-1.25

0.213

LnAsset

-0.2632

-1.67

0.103

-1.64

0.108

-1.33

0.184

-0.5716

-3.86

0.000*

-4.97

0.000*

-3.82

0.000*

LnResprice

-0.5924

-3.98

0.000*

-4.85

0.000*

-3.71

0.000*

-0.45

-0.1107

0.655

-0.42

0.680

-0.36

0.716

LnAge

-0.0799

-0.32

0.748

-0.28

0.783

-0.24

0.055*** 2.80

0.008*

2.31

0.021**

Risk

32.8803 1.51

0.138

1.92

0.063*** 1.67

0.807 0.095*** 40.7033 1.98 -1.29

-0.0192

0.204

-1.83

0.074***

-0.38

0.700

Zscore

-0.0205

-1.38

0.176

-1.66

0.105

-0.38

0.702

0.3271

2.24

0.030**

2.85

0.007*

2.21

0.027**

LnMacp

0.2341

1.40

0.170

1.71

0.095*** 1.40

0.160

-0.1716

-0.27

0.787

-0.44

0.659

-0.36

0.715

Hshare

-0.1667

-0.26

0.793

-0.43

0.671

-0.35

0.727

0.1787

0.60

0.550

0.41

0.681

0.38

0.700

State

0.2601

0.85

0.398

0.64

0.526

0.59

0.554

-0.1452

-0.09

0.930

-0.13

0.894

-0.11

0.914

Rep1

-0.1309

-0.08

0.937

-0.12

0.906

-0.09

0.925

-0.1145

-0.97

0.339

-1.19

0.239

-1.00

0.318

LnRep2

-0.1224

-1.04

0.307

-1.23

0.226

-1.03

0.303

-0.0522

-0.17

0.868

-0.18

0.857

-0.16

0.872

Acct

-0.0032

-0.01

0.992

-0.01

0.992

-0.01

0.993

5.4464

1.39

0.174

1.75

0.088

1.46

0.145

6.3983 0.4938

1.59

0.119

0.063

1.60

0.110

1.91

0.4828

Intercept R2

0.3353

0.3314

Adjust R2

3.06

4.12

3.19

4.21

F-statistic

0.0033

0.0003

0.0024

0.0027

0.0003

0.0009

Prob.(F) SUBR là tỷ lệ đặt mua vượt mức số cổ phiếu phát hành, LnSIZE là quy mô đợt IPO, LnASSET là tổng tài sản doanh nghiệp vào thời điểm trước IPO. LnResprice là mức giá khởi điểm phát hành, LnAGE bằng của độ tuổi doanh nghiệp. RISK bằng độ lệch chuẩn của tỳ suất sinh lợi cổ phiếu trong 30 ngày giao dịch sau niêm yết, ZSCORE là chỉ số đo lường sức khỏe tài chính công ty. LnMACP bằng mức vốn hóa công ty sau 10 ngày giao dịch, STATE là phần trăm thay đổi của tỷ suất sinh lợi thị trường trong 30 ngày giao dịch trước khi thực hiện đợt IPO. HSHARE là tỷ lệ sở hữu Nhà nước trong vốn điều lệ sau IPO. REP1 bằng thị phần của nhà bảo lãnh phát hành đợt IPO đó trong mẫu, LnREP2 bằng của tổng giá trị các đợt phát hành trong mẫu mà công ty bảo lãnh cho đợt IPO đó tiến hành bảo lãnh. ACCT là biến giả nhận giá trị là 1 nếu doanh nghiệp được kiểm toán bởi công ty uy tín.

Kết quả hồi quy OLS, hồi quy OLS có điều chỉnh phương sai thay đổi bằng phương pháp

White (OLS robust), hồi quy bootstrap cho mô hình 1 (gồm toàn bộ các biến giải thích ban đầu)

và mô hình 2 (không bao gồm biến quy mô đợt phát hành LnSize) được thống kê chi tiết trong

bảng 8 (biến phụ thuộc AR_CAPM) và bảng 9 (biến phụ thuộc MAAR_CAPM). Để đánh giá ở

mức độ tổng quát, bài nghiên cứu thực hiện tóm lược các kết quả chính yếu từ kết quả các kiểm

định trên trong bảng 10. Nhìn chung, lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt phát hành có khả

năng giải thích đáng kể mức độ định dưới giá ở thị trường Việt Nam, thể hiện qua nhân tố tỷ lệ

đặt mua vượt mức và mức giá khởi điểm có ý nghĩa thống kê 5% và 1% ở cả hai thước đo,

đồng thời, trong khi các nhân tố quy mô công ty trước IPO, độ tuổi công ty, sức khỏe tài chính

có ý nghĩa thống kê ở thước đo AR_CAPM và nhân tố rủi ro công ty có ý nghĩa ở thước đo

MAAR_CAPM. Ngoài ra, mức vốn hóa thị trường có ý nghĩa thống kê 5% ở cả hai thước đo và

nhân tố trạng thái thị trường trước đợt IPO có ý nghĩa 10% khi sử dụng AR_CAPM, cho thấy lý

thuyết cung cấp tín hiệu có tác động một phần đến tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều

chỉnh theo CAPM ở thị trường IPO Việt Nam. Dấu của tất cả các hệ số các biến có ý nghĩa đều

hợp với kỳ vọng dựa trên cơ sở lý luận và các nghiên cứu thực nghiệm khác. Phân tích chi tiết

kết quả các biến đại diện cho các lý thuyết được trình bảy ở phần sau.

Thực hiện so sánh giữa hai mô hình tổng thể cho thấy sau khi đưa biến LnSize ra khỏi mô hình,

các nhân tố có ý nghĩa ở mô hình 1 có xu hướng duy trì khả năng giải thích và cải thiện mức ý nghĩa. Hệ số R2 hiệu chỉnh của hai mô hình xấp xỉ bằng nhau (50.81% so với 50.84% ở thước

đo AR_CAPM và 33.53% so với 33.14% ở thước đo MAAR_CAPM), đồng thời giá trị p-value

của thống kê F-statistic của các mô hình đều có ý nghĩa ở mức 1%. Bằng chức thực nghiệm này

cùng với các kết quả kiểm định ý nghĩa hệ số của LnSize, kiểm định thừa biến cho thấy phương

pháp đưa biến quy mô phát hành ra khỏi mô hình đã khắc phục hiện tượng đa cộng tuyến đồng

thời không làm ảnh hưởng đến khả năng giải thích, độ phù hợp của mô hình. Vì vậy, mô hình

hai được chọn làm cơ sở kết hợp với kết quả hồi quy kiểm định từng lý thuyết để đưa ra kết

luận về khả năng giải thích cho mức độ định dưới giá ở thị trường Việt Nam.

Bảng 10: Thống kê tóm lược các nhân tố giải thích trong mô hình 1 và mô hình 2

Mô hình 1

Mô hình 2

Nhân tố

Tỷ lệ đặt mua vượt mức

Mức ý nghĩa 5%

Tỷ lệ đặt mua vượt mức

Mức ý nghĩa 5%

Quy mô công ty trước IPO

10%

Quy mô công ty trước IPO

10%

Mức giá khởi điểm

Độ tuổi công ty

10%

Độ tuổi công ty

10%

Thước đo AR_CAPM

Sức khỏe tài chính

Mức vốn hóa thị trường

Trạng thái thị trường

10%

Trạng thái thị trường

10%

Tỷ lệ đặt mua vượt mức

Mức giá khởi điểm

10%

Rủi ro công ty

Thước đo MAAR_CAPM

10%

Sức khỏe tài chính

10%

Mức vốn hóa thị trường

Tỷ lệ đặt mua vượt mức bằng SUBR, Quy mô công ty trước IPO đo lường bằng LnASSET, Mức giá khởi điểm đại diện bởi LnRESPRICE, Độ tuổi công ty đo lường bằng LnAGE, Sức khỏe tài chính bằng chỉ số ZSCORE, Mức vốn hóa thị trường đại diện bởi LnMACP, Trạng thái thị trường đo lường bằng biến STATE và Rủi ro công ty bằng RISK.

Để củng cố kết quả kiểm định giải thích mức độ định dưới giá, bài nghiên cứu thực hiện hồi

quy mẫu dữ liệu với các biến độc lập đại diện từng lý thuyết và hồi quy chung các biến độc lập

(mô hình 2). Kết quả kiểm định thu được trong bảng 11(thước đo AR_CAPM) và bảng

12(thước đo MAAR_ CAPM). Theo phân tích ở chương 3 thì khi mẫu dữ liệu nhỏ, ước lượng

thu được từ phương pháp bootstrap đáng tin cậy hơn nên tác giả tập trung vào kết quả

bootstrap, đồng thời xem xét kết quả từ OLS robust.

Kiểm định lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt phát hành

Mô hình 3 trong bảng 11 và bảng 12 kiểm định sự phù hợp của lý thuyết sự không chắc chắn

trước đợt phát hành để giải thích cho mức độ định dưới giá ở Việt Nam. Thực hiện hồi quy tỷ

suất sinh lợi điều chỉnh từ mô hình CAPM theo sáu nhân tố đại diện cho lý thuyết này, đối

chiếu với mô hình tổng thể các biến, kết quả thu được cụ thể như sau:

- Tỷ lệ đặt mua vượt mức: Mô hình tổng thể và mô hình 3 đều cho thấy nhân tố tỷ lệ đặt mua

vượt mức có quan hệ ngược chiều như kỳ vọng với mức ý nghĩa 5% ở cả hai thước đo

AR_CAPM và MAAR_CAMP. Kết quả này củng cố lập luận sự gia tăng trong mức cầu đối

với cổ phiếu phát hành làm tăng sự cạnh tranh giữa các nhà đầu tư, thúc đẩy họ đặt giá cao

hơn để sở hữu cổ phiếu, làm giảm mức độ định dưới giá. Đồng thời, sự cạnh tranh giữa thôi

thúc các nhà đầu tư hành động, góp phần làm giảm sự không chắc chắn, thiếu thông tin về

đợt phát hành.

- Quy mô công ty: Mức độ định dưới giá không chịu tác động của tổng tài sản doanh nghiệp

trước khi IPO, kiểm định cho thấy nhân tố này có p-value cao đồng thời dấu hệ số thay đổi

giữa hai thước đo. Điều này có thể xuất phát từ đặc thù thị trường IPO Việt Nam, với các

đợt IPO lớn chủ yếu thuộc về các doanh nghiệp Nhà nước, tồn tại tình trạng thiếu minh bạch

thông tin, cơ chế kiểm soát công bố chưa rõ ràng. Vì vậy, sự gia tăng quy mô doanh nghiệp

không tác động làm giảm sự không chắc chắn trước đợt phát hành, từ đó giảm mức độ định

dưới giá như lý thuyết.

- Mức giá khởi điểm có tác động ngược chiều đến mức độ định dưới giá như kỳ vọng, với

mức ý nghĩa 1% ở cả hai thước đo. Rõ ràng mức giá khởi điểm là tham chiếu cơ bản cho đặt

giá của các nhà đầu tư, đồng thời cung cấp tín hiệu ban đầu về tiềm năng phát triển của công

ty, giảm thiểu sự không chắc chắn xung quanh chất lượng đợt phát hành. Mức ý nghĩa 1%

duy trì qua tất cả các mô hình hồi quy củng cố tính chất giải thích của nhân tố mức giá khởi

điểm cho mức độ định dưới giá thị trường Việt Nam.

- Độ tuổi công ty có tương quan âm với mức độ định dưới giá nhưng kết luận này tương đối

yếu. Cụ thể, độ tuổi công ty chỉ có ý nghĩa thống kê ở mức 10% trong mô hình hổi quy tổng

thể áp dụng cho thước đo AR_CAPM. Khi hồi quy ở mô hình kiểm định riêng lý thuyết sự

không chắc chắn trước IPO hoặc mức độ định dưới giá được đo lường bằng

MAAR_CAPM, nhân tố này không có ý nghĩa thống kê. Ở thực tiễn Việt Nam, trung bình

các doanh nghiệp thực hiện IPO có thời gian hoạt động lâu dài (trung bình 15.25 năm trong

mẫu dữ liệu) nhưng phần lớn xuất phát từ doanh nghiệp Nhà nước, phần lớn thời gian hoạt

động trong sự kiểm soát chặt chẽ của cơ quan quản lí và môi trường thiếu cạnh tranh thị

trường, nên lịch sử lâu dài không đồng nghĩa với sự phát triển trưởng thành, vững chắc của

doanh nghiệp. Mặt khác, do tình trạng bất cân xứng thông tin khá lớn trong các công ty

quốc doanh nên dù hoạt động lâu năm nhưng sự thiếu hụt và khó tiếp cận thông tin làm sự

không chắc chắn về đợt phát hành cũng như mức độ định dưới giá giảm như kỳ vọng dựa

trên lý thuyết.

- Độ lệch chuẩn của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu doanh nghiệp trong 30 ngày sau niêm yết ở

thước đo MAAR_CAPM có mức ý nghĩa thống kê 5% ở mô hình tổng thể và 10% ở mô

hình kiểm định riêng biệt. Hệ số hồi quy mang giá trị dương như kỳ vọng, thể hiện mối

tương quan cùng chiều giữa rủi ro công ty phát hành và mức độ định dưới giá khi IPO, hàm

ý rủi ro doanh nghiệp càng cao đồng nghĩa với sự không chắc chắc trước đợt phát hành càng

lớn, đòi hỏi sự gia tăng trong mức độ định dưới giá. Tuy nhiên nhân tố đại diện này không

có ý nghĩa thống kê khi sử dụng thước đo AR_CAPM.

- Sức khỏe tài chính của công ty phát hành có tác động ngược chiều đến mức độ định dưới

giá ở thị trường Việt Nam như kỳ vọng áp dụng với cả hai thước đo trong mô hình tổng thể

lẫn mô hình kiểm định riêng lý thuyết sự không chắc chắn. Trong khi các nhân tố khác đại

diện cho sự không chắc chắn của đơn vị phát hành như quy mô công ty, độ tuổi doanh

nghiệp, quy mô đợt phát hành đều không có ý nghĩa thống kê hoặc có ý nghĩa yếu trong

việc giải thích cho mức độ định dưới giá, chỉ số Altman Z-score thông qua phương pháp

xem xét đồng thời nhiều khía cạnh của báo cáo tài chính doanh nghiệp, đã phản ánh được sự

đánh giá của nhà đầu tư về đối với sự không chắc chắn về đơn vị phát hành thể hiện qua sự

gia tăng mức độ định dưới giá khi sức khỏe tài chính công ty không tốt. Tuy nhiên cần lưu ý

Z-score có mức ý nghĩa thống kê 5% ở tất cả các mô hình khi hồi quy theo phương pháp

OLS robust hiệu chỉnh phương sai thay đổi, nhưng mất ý nghĩa thống kê khi hồi quy

bootstrap.

Tổng hợp kết quả kiểm định các biến đại diện trên cho thấy lý thuyết sự không chắc chắn trước

đợt phát hành (ex-ante uncertainty theory) có khả năng giải thích đáng kể cho mức độ định dưới

giá ở thị trường chứng khoán Việt Nam.

Bảng 11: Kết quả hồi quy kiểm định các lý thuyết - Thước đo AR_CAPM

Biến giải thích

Mô hình 2 (tổng hợp các lý thuyết)

Mô hình 3 (lý thuyết sự không chắc chắn) -0.0944 0.070* 0.027 0.030** 0.0581 0.550 0.300 0.400 -0.6160 0.000* 0.000* 0.000* -0.6195 0.023 0.136 0.147 9.4769 0.688 0.572 0.605 -0.0119 0.494 0.050 0.806

-0.1122 0.017** 0.006* 0.016 -0.2371 0.092* 0.167 0.225 -0.8926 0.000* 0.000* 0.000* -0.5265 0.038 0.071* 0.095* 31.7558 0.131 0.126 0.152 -0.0181 0.231 0.014 0.606 0.5268 0.001* 0.017 0.022 -0.7068 0.270 0.147 0.191 0.5379 0.077*** 0.198 0.215 -1.5210 0.359 0.420

Mô hình 4 (lý thuyết cung cấp tín hiệu) 0.0294 0.798 0.754 0.763 0.5207 0.464 0.241 0.266 0.6413 0.089*** 0.337 0.312

Mô hình 5 (lý thuyết uy tín nhà bảo lãnh) 0.6864 0.748 0.822

Mô hình 6 (mô hình tổng hợp biến ý nghĩa) -0.0848 0.086* 0.026 0.035** -0.6964 0.000* 0.003* 0.002* 43.58586 0.069* 0.170 0.162 -0.01118 0.504 0.037 0.834 0.339069 0.003* 0.077* 0.064*

Subr p-value robust p-value bootstrap p-value LnAsset p-value robust p-value bootstrap p-value LnResprice p-value robust p-value bootstrap p-value LnAge p-value robust p-value bootstrap p-value Risk p-value robust p-value bootstrap p-value Zscore p-value robust p-value bootstrap p-value LnMacp p-value robust p-value bootstrap p-value Hshare p-value robust p-value bootstrap p-value State p-value robust p-value bootstrap p-value Rep1 p-value robust p-value

0.820 -0.1109 0.441 0.470 0.463 -0.1717 0.673 0.711 0.704 3.4701 0.358 0.340 0.333 0.0192 -0.0396 0.33 0.8061 0.4286 0.4709

-0.7468 0.809 0.767 0.775 0.0819 0.0268 1.49 0.2294 0.3012 0.3478

10.3210 0.007* 0.012 0.016 0.3688 0.2882 4.58 0.0010* 0.0105** 0.0070*

-0.01991 0.820 0.731 0.759 -2.385569 0.509 0.644 0.637 0.4185 0.3442 5.64 0.0002* 0.0137 0.0122

0.438 0.0890 0.456 0.458 0.505 -0.1748 0.578 0.533 0.553 3.4063 0.391 0.341 0.410 0.6195 0.5081 5.56 0.0000* 0.0011* 0.0022*

bootstrap p-value LnRep2 p-value robust p-value bootstrap p-value Acct p-value robust p-value bootstrap p-value Intercept p-value robust p-value bootstrap p-value R2 R2 hiệu chỉnh F-statistic Prob(F) robust Prob(F) bootstrap p-value Subr là tỷ lệ đặt mua vượt mức số cổ phiếu phát hành, LnAsset là tổng tài sản doanh nghiệp vào thời điểm trước IPO. LnResprice là mức giá khởi điểm phát hành, LnAge bằng của độ tuổi doanh nghiệp. Risk bằng độ lệch chuẩn của tỳ suất sinh lợi cổ phiếu trong 30 ngày giao dịch sau niêm yết, Zscore là chỉ số đo lường sức khỏe tài chính công ty. LnMacp bằng mức vốn hóa công ty sau 10 ngày giao dịch, State là phần trăm thay đổi của tỷ suất sinh lợi thị trường trong 30 ngày giao dịch trước khi thực hiện đợt IPO. Hshare là tỷ lệ sở hữu Nhà nước trong vốn điều lệ sau IPO. Rep1 bằng thị phần của nhà bảo lãnh phát hành đợt IPO đó trong mẫu, LnREP2 bằng của tổng giá trị các đợt phát hành trong mẫu mà công ty đã tiến hành bảo lãnh. ACCT là biến giả nhận giá trị là 1 nếu doanh nghiệp được kiểm toán bởi công ty uy tín. * : Có ý nghĩa thống kê ở mức 1% : Có ý nghĩa thống kê ở mức 5% * : Có ý nghĩa thống kê ở mức 10%

Bảng 12: Kết quả hồi quy kiểm định các lý thuyết - Thước đo MAAR_CAPM

Biến

Mô hình 2 (tổng hợp các lý thuyết)

Mô hình 3 (lý thuyết sự không chắc chắn)

Mô hình 5 (lý thuyết uy tín nhà bảo lãnh)

Mô hình 6 (mô hình tổng hợp biến ý nghĩa)

Mô hình 4 (lý thuyết cung cấp tín hiệu)

-0.0907 0.050* 0.051* 0.080*** -0.1764 0.206 0.103

-0.0743 0.079* 0.068* 0.093***

Subr p-value robust p-value bootstrap p-value LnAsset p-value robust p-value

-0.0905 0.045 0.032 0.053*** -0.0223 0.790 0.688

0.213 -0.5716 0.000* 0.000* 0.000* -0.1107 0.655 0.680 0.716 40.7033 0.055*** 0.008* 0.021 -0.0192 0.204 0.074* 0.700 0.3271 0.030** 0.007* 0.027 -0.1716 0.787 0.659 0.715 0.1788 0.550 0.681 0.700 -0.1452 0.930 0.894 0.914 -0.1145 0.339 0.239 0.318 -0.0522 0.868 0.857 0.872 5.44642 0.174 0.088*

0.737 -0.4905 0.000* 0.000* 0.000* -0.2496 0.276 0.235 0.268 26.8939 0.190 0.044 0.063* -0.0163 0.280 0.041 0.561 7.668733 0.019 0.001*

-0.1046 0.299 0.225 0.237 0.7612 0.222 0.087* 0.096* 0.2775 0.394 0.553 0.547 2.9683 0.274 0.210

0.8829 0.610 0.574 0.580 -0.2524 0.033 0.027 0.026 -0.1724 0.600 0.582 0.581 7.5313 0.016 0.015**

-0.4799 0.000* 0.000* 0.000* 44.6583 0.031 0.016 0.017 -0.0157 0.274 0.093* 0.586 0.1891 0.047 0.064* 0.062* -0.1443 0.058* 0.064* 0.075* 3.1005 0.317 0.328

bootstrap p-value LnResprice p-value robust p-value bootstrap p-value LnAge p-value robust p-value bootstrap p-value Risk p-value robust p-value bootstrap p-value Zscore p-value robust p-value bootstrap p-value LnMacp p-value robust p-value bootstrap p-value Hshare p-value robust p-value bootstrap p-value State p-value robust p-value bootstrap p-value Rep1 p-value robust p-value bootstrap p-value LnRep2 p-value robust p-value bootstrap p-value Acct p-value robust p-value bootstrap p-value Intercept p-value robust p-value

0.220 0.0505 -0.0065 0.89 0.4544 0.1626 0.1894

0.004* 0.3642 0.2830 4.49 0.0011* 0.0001* 0.0000*

0.337 0.4204 0.3464 5.68 0.0002* 0.0004* 0.0000*

0.014 0.1307 0.0785 2.5 0.0697* 0.0753* 0.0691*

0.145 0.4828 0.3314 3.19 0.0027* 0.0003* 0.0009*

bootstrap p-value R2 R2 hiệu chỉnh F-statistic Prob(F) robust Prob(F) bootstrap p-value Subr là tỷ lệ đặt mua vượt mức số cổ phiếu phát hành, LnAsset là tổng tài sản doanh nghiệp vào thời điểm trước IPO. LnResprice là mức giá khởi điểm phát hành, LnAge bằng của độ tuổi doanh nghiệp. Risk bằng độ lệch chuẩn của tỳ suất sinh lợi cổ phiếu trong 30 ngày giao dịch sau niêm yết, Zscore là chỉ số đo lường sức khỏe tài chính công ty. LnMacp bằng mức vốn hóa công ty sau 10 ngày giao dịch, State là phần trăm thay đổi của tỷ suất sinh lợi thị trường trong 30 ngày giao dịch trước khi thực hiện đợt IPO. Hshare là tỷ lệ sở hữu Nhà nước trong vốn điều lệ sau IPO. Rep1 bằng thị phần của nhà bảo lãnh phát hành đợt IPO đó trong mẫu, LnREP2 bằng của tổng giá trị các đợt phát hành trong mẫu mà công ty đã tiến hành bảo lãnh. ACCT là biến giả nhận giá trị là 1 nếu doanh nghiệp được kiểm toán bởi công ty uy tín. * : Có ý nghĩa thống kê ở mức 1% : Có ý nghĩa thống kê ở mức 5% * : Có ý nghĩa thống kê ở mức 10%

Kiểm định lý thuyết cung cấp tín hiệu

Mô hình 4 kiểm định tính hiệu lực của lý thuyết cung cấp tín hiệu trong việc giải thích bất

thường định dưới giá ngắn hạn. Thực hiện hồi quy tỷ suất sinh lợi điều chỉnh từ mô hình

CAPM theo ba nhân tố đại diện lý thuyết, bao gồm giá trị vốn hóa thị trường, trạng thái thị

trường trước thời điểm IPO và cơ cấu sở hữu Nhà nước sau IPO, mô hình 4 kết hợp với mô

hình tổng thể cho thấy khả năng giải thích một phần cho mức độ định dưới giá của lý thuyết

cung cấp tín hiệu, cụ thể như sau:

- Giá trị vốn hóa thị trường của doanh nghiệp sau 10 ngày niêm yết, nhân tố đại diện nhằm

xác định mối tương quan giữa giá trị nội tại của doanh nghiệp và mức độ định dưới giá, thể

hiện mối tương quan dương với mức ý nghĩa 5% ở cả hai thước đo trong mô hình tổng thể.

Kết quả này phù hợp với kỳ vọng, theo đó các công ty tốt sử dụng định dưới giá như một tín

hiệu về chất lượng công ty gửi đến thị trường, vì vậy công ty có mức vốn hóa thị trường cao

trải qua mức độ định dưới giá cao hơn. Tuy nhiên, nhân tố này không có ý nghĩa thống kê

khi thực hiện kiểm định riêng đối với lý thuyết cung cấp tín hiệu (mô hình 4).

- Tỷ lệ sở hữu Nhà nước trong cơ cấu vốn chủ sở hữu sau IPO không tác động đến mức độ

định dưới giá như kỳ vọng. Mặc dù nhân tố này có tương quan dương với tỷ suất sinh lợi

điều chỉnh ở mức ý nghĩa thống kê 10% như kỳ vọng trong mô hình 4 khi sử dụng thước đo

MAAR_CAPM, kết quả kiểm định áp dụng thước đo AR_CAPM và mô hình tổng thể các

biến đều phủ nhận ý nghĩa thống kê của tỷ lệ sở hữu Nhà Nước. Theo tác giả nhận thấy, dù

đại diện cho một đặc tính nổi trội của thị trường IPO Việt Nam (phần lớn các đợt phát hành

là doanh nghiệp Nhà nước cổ phần hóa), nhưng lập luận Nhà nước định dưới giá các đợt

IPO này để thu hút nhà đầu tư công chúng là không chính xác. Về bản chất, các cuộc IPO

này được tiến hành trên kế hoạch, phương án cụ thể với mục tiêu không làm thất thoát vốn

nhà nước, do đó ta xác định nhân tố này không giải thích cho mức độ định dưới giá trong

các đợt IPO ở Việt Nam.

- Phần trăm thay đổi trung bình của chi số thị trường trong 30 ngày giao dịch trước IPO

không có tương quan với mức độ định dưới giá. Nhân tố này không có ý nghĩa thống kê ở

cả hai thước đo khi áp dụng mô hình tổng thể lẫn mô hình riêng biệt kiểm định lý thuyết uy

tín nhà bảo lãnh phát hành, dù hệ số đạt giá trị dương như kỳ vọng. Như vậy, xu hướng tăng

của thị trường sẽ không dẫn dắt mức cầu của cổ phiếu trong ngày giao dịch đầu tiên, từ đó

không làm tăng mức độ định dưới giá.

Như vậy, bằng chứng thực nghiệm trong bài nghiên cứu ủng hộ một phần cho lý thuyết cung

cấp tín hiệu trong việc giải thích cho mức độ định dưới giá ở thị trường Việt Nam, với cơ chế

công ty tốt định dưới giá để gửi tín hiệu tích cực đến thị trường. Những khía cạnh khác của lý

thuyết như vai trò của việc duy trì tỷ lệ sở hữu Nhà nước nhất định sau IPO hay điều kiện thị

trường trước ngày giao dịch đầu tiên đều không giải thích cho bất thường định dưới giá.

Kiểm định lý thuyết uy tín nhà bảo lãnh phát hành.

Mô hình 5 kiểm định khả năng giải thích cho hiện tượng định dưới giá trong ngắn hạn của lý

thuyết danh tiếng đơn vị bảo lãnh phát hành. Thực hiện hồi quy tỷ suất sinh lợi điều chỉnh từ

mô hình CAPM theo ba nhân tố đo lường uy tín nhà bảo lãnh, mô hình 5 kết hợp với mô hình

tổng thể về cơ bản không ủng hộ tính ứng dụng của lý thuyết này trong thực tiễn thị trường phát

hành ở Việt Nam.

- Uy tín nhà bảo lãnh phát hành gần như không tương quan với mức độ định dưới giá ở thị

trường Việt Nam. Trường hợp biến REP1, danh tiếng công ty bảo lãnh xác định theo thị

phần nhà bảo lãnh đó nắm giữ trên thị trường (số lượng đợt phát hành nhà bảo lãnh tham gia

vào) hoàn toàn không có ý nghĩa thống kê khi mức độ định dưới giá được đo lường bằng

AR_CAPM lẫn MAAR_CAPM. Dấu của hệ số nhân tố này đổi chiều giữa mô hình tổng thể

và mô hình kiểm định riêng lý thuyết uy tín nhà bảo lãnh. Khi uy tín nhà bảo lãnh phát hành

được đo lường bằng tổng giá trị các đợt phát hành đã tham gia bảo lãnh trên thị trường

(LnREP2), ở mô hình 5 nhân tố này có ý nghĩa thống kê 5% và thể hiện mối tương quan âm

như kỳ vọng khi sử dụng thước đo MAAR_CAPM. Nhưng ở thước đo còn lại cũng như khi

hồi quy trong mô hình tổng thể, nhân tố này không mang ý nghĩa thống kê, do đó không thể

đủ bằng chứng kết luận uy tín nhà bảo lãnh phát hành có tác động đến mức độ định dưới giá

ở thị trường Việt Nam. Kết quả này dù khác biệt với một số công trình nghiên cứu khác

khẳng định vai trò của nhà bảo lãnh phát hành danh tiếng, nhưng dường như phù hợp và có

thể lý giải với đặc điểm riêng biệt của thị trường IPO Việt Nam. Trong khi ở các nước phát

triển, nhà bảo lãnh phát hành thường là các ngân hàng đầu tư với tiềm lực tài chính hùng

hậu, uy tín lớn trên thị trường, hoạt động chuyên nghiệp trong lĩnh vực bảo lãnh và tham gia

trực tiếp vào quá trình định giá phát hành chứng khoán,thì tại thị trường Việt Nam nhà bảo

lãnh (thường được gọi là công ty tư vấn phát hành) phần lớn là các công ty chứng khoán,

tham gia chủ yếu với vai trò đảm nhiệm khía cạnh hành chính của đợt IPO, cùng công ty

phát hành soạn thảo bản công bố thông tin (bản cáo bạch), các giấy tờ, thủ tục khác theo quy

định của pháp luật, còn giá phát hành được thị trường xác định qua quá trình đấu giá. Trong

mẫu dữ liệu chỉ có số ít trường hợp các công ty chứng khoán thực hiện vai trò bảo lãnh, cam

kết mua lại số cổ phần chào bán không hết, còn lại khi quá trình đầu giá không bán hết được

số cổ phần chào bán thì công ty phát hành đều phải thực hiện đấu giá lần hai hoặc tìm

phương án khác xử lý số cổ phần này. Vì vậy, uy tín của công ty bảo lãnh chưa thực sự ảnh

hưởng mạnh đến mức độ định dưới giá theo các lý thuyết xây dựng từ các thị trường phát

triển.

- Uy tín công ty kiểm toán báo cáo tài chính của doanh nghiệp phát hành năm trước IPO dù

có hệ số âm như kỳ vọng nhưng không mang ý nghĩa thống kê ở tất cả các mô hình hồi quy,

đối với mức độ định dưới giá đo lường bằng AR_CAPM lẫn MAAR_CAPM. Như vậy,

danh tiếng nhà kiểm toán không có mối tương quan với mức độ định dưới giá như kỳ vọng.

Kiểm định mô hình tổng hợp sau khi loại trừ các biến không có ý nghĩa thống kê

Bài nghiên cứu thực hiện kiểm định loại trừ các biến không có ý nghĩa thống kê ở trong mô

hình tổng thể và mô hình kiểm định riêng từng lý thuyết trước đó nhằm xây dựng mô hình tổng

thể bao gồm các nhân tố giải thích chính cho mức độ định dưới giá ở Việt Nam và thu được mô

hình 6 như trong bảng 11, bảng 12. Các nhân tố chính yếu giữ lại trong mô hình bảo gồm tỷ lệ

đặt mua vượt mức SUBR, mức giá khởi điểm LnRESPRICE, rủi ro công ty phát hành RISK,

sức khỏe tài chính doanh nghiệp ZSCORE, Giá trị vốn hóa thị trường LnMACP và danh tiếng

nhà bảo lãnh xác định theo tổng giá trị tham gia bảo lãnh LnREP2. Kết quả kiểm định cho thấy

đối với thước đo MAAR_CAPM, tất cả các nhân tố đều có tương quan với mức độ định dưới

giá và có ý nghĩa thống kê với dấu hệ số như kỳ vọng. Đối với thước đo AR_CAPM, hai nhân

tố đại diện rủi ro công ty và danh tiếng nhà bảo lãnh phát hành không có ý nghĩa thống kê.

Tổng quát, một doanh nghiệp có sức mạnh tài chính thấp dựa theo báo cáo tài chính năm gần

nhất, giá trị vốn hóa thị trường lớn, khi thực hiện đợt phát hành IPO với tỷ lệ đặt mua vượt mức

thấp (mức cầu của nhà đầu tư tương đối yếu) và mức giá khởi điểm thấp sẽ có trải qua mức độ

định dưới giá cao hơn. Kết luận này ủng hộ lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt phát hành

và một phần lý thuyết cung cấp tín hiệu trong khả năng giải thích cho mức độ định dưới giá ở

thị trường Việt Nam.

Chương 5 Kết luận bài nghiên cứu

5.1 Kết quả bài nghiên cứu thu được

Bài nghiên cứu đưa ra giả thuyết tồn tại hiện tượng định dưới giá ngắn hạn trong phát

hành chứng khoán lần đầu ra công chúng trên thị trường chứng khoán Việt Nam và mức

độ định dưới giá có thể được giải thích dựa trên bộ ba lý thuyết tập trung vào vấn đề bất

cân xứng thông tin, bao gồm lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt phát hành, lý thuyết

uy tín nhà bảo lãnh phát hành và lý thuyết cung cấp tin hiệu. Kiểm định thực nghiệm trên

mẫu dữ liệu 54 đợt IPO trên thị trường Việt Nam giai đoạn 2005-2012 tìm thấy mức độ

định dưới giá trung bình sử dụng thước đo tỷ suất sinh lợi ngày giao dịch đầu tiên điều

chỉnh từ mô hình CAPM là 34.73% và 45.56%. Mức độ này phù hợp với các công trình

nghiên cứu trước đây ở Việt Nam và trên thế giới, thể hiện mức định dưới giá cao hơn

đáng kể so với các thị trường tài chính phát triển và tương đồng với các thị trường đang

phát triển cũng như thị trường mới nổi khác nhưng thấp hơn so với thị trường phát triển

nóng như Trung Quốc, Bangladesh.

Kết quả thực nghiệm quan trọng của bài nghiên cứu này là mức độ định dưới giá xác định

kể trên có thể được giải thích đáng kể bởi lý thuyết sự không chắc chắn trước đợt phát

hành và giải thích một phần theo lý thuyết cung cấp tín hiệu. Cụ thể, thực nghiệm các mô

hình hồi quy theo phương pháp OLS, OLS robust và bootstrap cho thấy tỷ lệ đặt mua

vượt mức cổ phiếu, mức giá khởi điểm trong đợt đấu giá và sức khỏe tài chính của doanh

nghiệp trước thời điểm IPO (dựa trên chỉ số Altman Z-score) có tương quan ngược chiều

với mức độ định dưới giá. Nhân tố độ tuổi công ty phát hành có tương quan âm, trong khi

rủi ro công ty thể hiện mối quan hệ cùng chiều với mức độ định dưới giá, nhưng hai nhân

tố này có tác động yếu hơn vì chỉ có ý nghĩa thống kê ở một trong hai thước đo tỷ suất

sinh lợi điều chỉnh theo mô hình CAPM. Nhân tố giá trị vốn hóa thị trường doanh nghiệp

sau niêm yết, đại diện cho lý thuyết cung cấp tín hiệu, có tương quan dương với mức độ

định dưới giá. Uy tín nhà bảo lãnh phát hành đo lường bẳng tổng giá trị bảo lãnh trên thị

trường chỉ thể hiện mối tương quan âm có ý nghĩa thống kê trong điều kiện nhất định

(thước đo MAAR_CAPM ở mô hình hồi quy riêng lý thuyết này) nên không đủ bằng

chứng ủng hộ cho lý thuyết danh tiếng nhà bảo lãnh phát hành. Trong khi đó, các nhân tố

khác như quy mô công ty trước IPO, tỷ lệ sở hữu nhà nước trong cơ cấu vốn chủ sở hữu

sau phát hành, trạng thái thị trường trước khi đấu giá phát hành, uy tín đơn vị kiểm toán

báo cáo tài chính kỳ trước thời điểm IPO đều không có mối tương quan với mức độ định

dưới giá.

Với các vấn đề chính trong bài nghiên cứu đều phù hợp với các giả thuyết đưa ra và kỳ

vọng tương ứng, tác giả có thể khẳng định tồn tại hiện tượng định dưới giá trên thị trường

IPO của Việt Nam. Với thực trạng bất cân xứng thông tin trên thị trường, lý thuyết sự

không chắc chắn trước đợt phát hành và lý thuyết cung cấp tín hiệu có khả năng giải thích

cho mức độ định dưới giá này. Như vậy, nhà đâu tư có thể thực hiện chiến lược đầu tư

mua cổ phiếu trong đợt phát hành và nắm giữ cho đến ngày giao dịch đầu tiên của cổ

phiếu trên thị trường trung bình sẽ đạt được mức tỷ suất sinh lợi vượt mức hấp dẫn

34.73% và 45.56%. Tuy nhiên, độ biến động trong mức độ định dưới giá giữa các đợt

phát hành là khá cao, hàm ý nhà đầu tư có thể gánh chịu rủi ro tương đối lớn khi thực

hiện chiến lược này. Kết quả kiểm định cho thấy nhà đầu tư nên tập trung vào các đợt

IPO có tỷ lệ đặt mua vượt mức, mức giá khởi điểm và sức khỏe tài chính đo lường theo

mô hình Altman Z-score của công ty phát hành thấp và giá trị vốn hóa thị trường của

doanh nghiệp lớn do có xu hướng gia tăng mức độ định dưới giá, giúp nhà đầu tư đạt

được mức tỷ suất sinh lợi vượt mức ngày giao dịch đầu tiên cao hơn.

Đối với doanh nghiệp phát hành, định dưới giá là một khoản chi phí khá lớn khi IPO, làm

sụt giảm tổng giá trị có thể huy động được từ đợt phát hành, trực tiếp gia tăng chi phí sử

dụng vốn bình quân của đơn vị. Do đó trừ trường hợp doanh nghiệp sử dụng định dưới

giá như một công cụ có chủ đích để gửi tín hiệu tích cực về tiềm năng phát triển đến thị

trường, đồng thời đã thực hiện kiểm soát, chấp nhận mức độ định dưới giá gặp phải thì

các nhà quản trị nên tập trung giảm thiểu vấn đề bất cân xứng thông tin và sự không chắc

chắn quanh đợt phát hành nhằm giảm mức độ định dưới giá theo như kết quả kiểm định

thực nghiệm thu được.

Dưới góc độ vĩ mô, tình trạng bất cân xứng thông tin trở nên nghiêm trọng phần nào xuất

phát từ các hạn chế trong công tác quản lí, kiểm soát thị trường. Việc chưa quy định thời

gian tối đa để doanh nghiệp niêm yết cổ phiếu chính thức sau khi IPO tạo điều kiện cho

nhiều công ty không có định hướng rõ ràng hoặc trì hoãn việc niêm yết, dẫn đến độ trể

niêm yết ở Việt Nam khá cao, làm giảm tính thanh khoản của cổ phiếu đồng thời gia tăng

rủi ro về phía nhà đầu tư, góp phần tăng mức độ định dưới giá. Vì vậy, ban hành các quy

định chặt chẽ hơn về thời hạn niêm yết, đánh giá điều kiện và quy trình niêm yết cũng

như thúc đẩy các doanh nghiệp thực hiện cung cấp thông tin một cách minh bạch là

những biện pháp các cơ quan quản lí Nhà nước có thể tiến hành nhằm giảm thiểu mức độ

bất cân xứng thông tin trên thị trường. Mặt khác, cơ chế đấu giá phát hành riêng biệt ở thị

trường IPO Việt Nam còn tồn đọng những bất cập cần được sớm khắc phục như tình

trạng nhà đầu tư đặt giá cao sau đó chấp nhận bỏ cọc đề bảo toàn vốn làm sai lệch kết quả

đợt phát hành, vai trò của nhà bảo lãnh phát hành còn hạn chế, chủ yếu dừng lại ở khâu

giải quyết các thủ tục hành chính của đợt IPO.

5.2 Hạn chế bài nghiên cứu

Mặc dù thực hiện được mục tiêu nghiên cứu và thu được kết quả tích cực như kỳ vọng,

bài nghiên cứu vẫn còn một số hạn chế nhất định, cần được khắc phục, bổ sung để hoàn

thiện hơn. Trong đó, hạn chế chính yếu nhất của đề tài là vấn đề dữ liệu nghiên cứu:

Ở khía cạnh khách quan, thị trường chứng khoán Việt Nam mới hình thành trong khoảng

hơn một thập kỉ và chỉ thực sự bước vào giai đoạn phát triển kể từ năm 2005. Thị trường

tương đối trẻ đồng nghĩa với số lượng công ty niêm yết chưa nhiều và thời gian niêm yết

của các công ty chưa kéo dài qua nhiều giai đoạn. Trong khi đó, mô hình hồi quy xác

định tỷ suất sinh lợi kỳ vọng để đưa vào mô hình CAPM đòi hỏi dữ liệu giá lịch sử trong

ít nhất 180 ngày giao dịch đầu tiên của cổ phiếu. Bên cạnh đó, độ trễ niêm yết của các

doanh nghiệp Việt Nam khá lớn là một thử thách cho các nghiên cứu về IPO, xuất phát từ

doanh nghiệp không đủ điều kiện niêm yết hoặc doanh nghiệp trì hoãn, không có kế

hoạch rõ ràng về việc niêm yết do không có sự ràng buộc của quy định pháp lí nào về

thời gian tối đa để niêm yết sau IPO. Điều này không chỉ làm “hẹp” mà còn dẫn đến tình

trạng làm “chệch” mẫu dữ liệu nghiên cứu : Phần lớn các mẫu dữ liệu IPO ở Việt Nam có

xu hướng giảm số đợt phát hành vào các năm cuối của mẫu. Nhưng không có nghĩa là

những năm này có sự sụt giảm trong hoạt động IPO mà là do các doanh nghiệp đã đấu giá

phát hành thành công nhưng vẫn chưa tiến hành niêm yết trên sở giao dịch chính thức

nên không đủ điều kiện đưa vào mẫu. Do đó, số liệu IPO ở những năm cuối này có thể sẽ

tiếp tục thay đổi khi các doanh nghiệp dần niêm yết, tạo nên khoảng chênh lệch giữa mẫu

dữ liệu trong bài và mẫu thực tế, làm giảm độ tin cậy của kết quả nghiên cứu. Mặc dù bài

nghiên cứu đã nỗ lực xử lý hạn chế mẫu nhỏ bằng phương pháp hồi quy bootstrap tạo n

mẫu kiểm định từ mẫu sẵn có, nhưng về bản chất vẫn không thay đổi được ý nghĩa của

mẫu dữ liệu thu thập đầy đủ các đợt IPO.

Ở khía cạnh chủ quan, cơ chế công bố và minh bạch thông tin trên thị trường chứng

khoán Việt Nam còn nhiều hạn chế, dẫn đến việc thu thập số liệu cần thiết cho bài nghiên

cứu gặp nhiều khó khăn. Thông tin đấu giá chỉ được công bố trên HOSE từ năm 2005 và

HNX từ năm 2010 trở đi, một số trường hợp không tìm thấy bản cáo bạch phát hành

chứng khoán lần đầu ra công chúng, bản kết quả đấu giá hay báo cáo kiểm toán năm

trước và sau thời điểm IPO. Hệ quả là một số dữ liệu sử dụng cho bài nghiên cứu được

thu thập từ các nguồn không chính thức, có thể tồn tại độ kém chính xác hoặc giá trị

nhiễu. Việc không tìm kiếm được thông tin về các cuộc đấu giá phát hành trên HNX giai

đoạn 01/2005 đến 12/2009 làm sụt giảm tính đại diện của mẫu cho tổng thể thị trường.

Ngoài ra, tác giả chưa xem xét các công ty thực hiện IPO sau đó niêm yết trên sàn giao

dịch Upcom, nên kết quả nghiên cứu chưa thể coi là đại diện cho tổng thể thị trường IPO

Việt Nam.

Ngoài ra, bài nghiên cứu còn tồn tại hạn chế liên quan đến mô hình hồi quy. Cụ thể, bài

nghiên cứu chỉ đưa vào mô hình các biến đại diện cho ba lý thuyết trọng yếu trong nghiên

cứu định dưới giá IPO. Bên cạnh đó, còn một số lý thuyết đáng tin cậy khác như lý thuyết

cấu trúc sở hữu, lý thuyết hành vi nhà đâu tư, lý thuyết né tránh vấn đề pháp lý của nhà

bảo lãnh phát hành có khả năng giải thích phần nào cho mức độ định dưới giá vẫn chưa

được xem xét. Ngoài ra, mô hình hồi quy theo phương pháp OLS hiệu chỉnh phương sai

thay đổi và phương pháp bootstrap được xây dựng trên một số giả định nhất định, do đó

cần thực hiện các kiểm định khác để củng cố hơn nữa tính vững chắc của kết quả hồi quy

thu được.

5.3 Hướng phát triển đề tài nghiên cứu

Về cơ bản, bài nghiên cứu đã hoàn thành các mục tiêu đặt ra với kết quả thu được có ý

nghĩa như kỳ vọng và phù hợp với các nghiên cứu trước đây về hiện tượng định dưới giá

trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả này mở ra các hướng phát triển mới về cả

chiều rộng lẫn chiều sâu cho bất thường định dưới giá trong phát hành chứng khoán lần

đầu ra công chúng, một đề tài còn khá mới và có nhiều tiềm năng ở Việt Nam.

Mở rộng mẫu nghiên cứu: Mẫu dữ liệu sử dụng trong bài nghiên cứu vẫn chưa bao gồm

tất cả các đợt phát hành IPO ở thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2005-

2012, nên kết quả nghiên cứu chưa thể xem là đại diện chính xác cho thị trường IPO của

Việt Nam. Vì vậy, việc mở rộng mẫu nghiên cứu theo hướng bổ sung mẫu dữ liệu đấu giá

trên HNX từ 2005-2010 và dữ liệu các công ty IPO sau đó niêm yết trên sàn Upcom,

giúptăng thời gian và không giao quan sát , tạo cơ sở để khẳng định chắc chắn hơn tính

chính xác của kết quả nghiên cứu.

Kiểm định tính hiệu lực của các lý thuyết giải thích khác: Bài nghiên cứu kiểm định

ba lý thuyết trọng yếu trong nghiên cứu về bất thường định dưới giá trong hoạt động IPO.

Kết quả cho thấy sự kết hợp của 3 lý thuyết này (chỉ lý thuyết sự không chắc chắn trước

IPO và lý thuyết cung cấp tín hiệu có ý nghĩa thống kê) giải thích được từ 47.2% đến

63.1% mức độ định dưới giá ở thị trường Việt Nam. Điều này hàm ý còn một phần đáng

kể trong tỷ suất sinh lợi bất thường ngày giao dịch đầu tiên có khả năng được giải thích

bằng các yếu tố, lý thuyết khác. Alexander Ljungqvist (2004) tổng hợp các kết quả thực

nghiệm cho thấy 4 nhóm lý thuyết nền tảng có khả năng giải thích cho hiện tượng định

dưới giá bao gồm (1) Mô hình bất cân xứng thông tin (lý thuyết giá phải trả của người

chiến thắng, lý thuyết thúc đẩy tiết lộ thông tin, lý thuyết cung cấp tín hiệu); (2) Mô hình

giải thích trên nền tảng thể chế (lý thuyết né tránh vấn đề pháp lý, lý thuyết ổn định giá

cổ phiếu và tranh cãi về thuế; (3) Mô hình quyền sở hữu – quyền kiểm soát (lý thuyết

công cụ duy trì quyền kiểm soát, lý thuyết giảm thiểu chi phí đại diện) và (4) Mô hình

giải thích theo tài chính hành vi (lý thuyết thông tin nối tiếp, lý thuyết tâm trạng nhà đâu

tư). Như vậy, bài nghiên cứu này chỉ là khởi đầu cho mảng nghiên cứu rộng lớn giải thích

hiện tượng định dưới giá ngắn hạn ở thị trường IPO Việt Nam dựa trên các lý thuyết học

thuật. Các nghiên cứu tiếp theo có thể tập trung đi sâu hơn nữa vào từng lý thuyết đã

được kiểm định ở đề tài này, hay thực hiển kiểm định tính hiệu lực của các lý thuyết giải

thích khác.

Nghiên cứu kết quả IPO trong dài hạn: Theo Agathee và Sannasse (2012), ba bất

thường chính xoay quanh hoạt động IPO là hiện tượng định dưới giá trong ngắn hạn, kết

quả biểu hiện trong dài hạn và hiện tượng thị trường phát hành “nóng”. Nghiên cứu này

có thể được phát triển theo hướng đánh giá thêm hiệu quả cổ phiếu phát hành trong dài

hạn sau niêm yết, từ đó có được mẫu hình khái quát về sự di chuyển trung bình của giá cổ

phiếu sau IPO. Mẫu hình này là cơ sở cho việc đánh giá hiệu quả của hoạt động IPO cũng

như lựa chọn chiến lược đầu tư và danh mục đầu tư phù hợp.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Adjasi, C.K.D., Osei, K.A., Fiawoyife, E.U., 2011. Explaining underpricing of IPOs in frontier markets: evidence from the Nigeria Stock Exchange. Research in International Business and Finance 25 (3), 255–265.

Ushad S. Agathee, Raja V.Sannesse and Chris Brooks, 2012. The underpricing of IPOs on the Stock Exchange of Mauritius. Research in International Business and Finance 26, 281 – 303.

Affleck-Graves, J., Hedge, S., Miller, R.E., 1996. Conditional price trends in the aftermarket for initial public offerings. Financial Management 25, 25–40.

Aggarwal, R., Leal, R., Hernandez, L., 1993. The aftermarket performance of initial public offerings in Latin America. Financial Management 22, 42–53.

Allen, F., Faulhaber, G.R., 1989. Signaling by underpricing in the IPO market. Journal of Financial Economics 23, 303–323.

Altman, E.I., 1968. Financial ratios, discriminant analysis and the prediction of corporate bankruptcy. Journal of Finance 23 (4), 589–609.

Altman, E.I., 2000. Predicting Financial Distress Of Companies: Revisiting the Z-Score and Zeta Models. Altman’s Stern School of Business, New York University.

Amihud, Y., Hauser, S., Kirsh, A., 2002. Allocations, Adverse Selection and Cascades in IPOs: Evidence from Tel Aviv Stock Exchange. Working Paper. New York University, New York.

Ayi Gavriel Ayayi & Toan Nyugen, 2011. A Journey to the Market and Beyond for Vietnamese Firms, Research fellow at Globalization and Innovation Laboratory.

Balvers, R. J., McDonald, B., & Miller, R. E. (1988). Underpricing of new issues and the choice of auditor as a signal of investment banker reputation. The Accounting Review, 63, 605−622.

Beatty, R., Welch, I., 1996. Issuer expenses and legal liability in initial public offerings. Journal of Law and Economics 39, 545–602.

Beatty, R.P., 1989. Auditor reputation and the pricing of initial public offerings. The Accounting Review 64, 693–709.

VII

Beatty, R.P., Ritter, J.R., 1986. Investment banking, reputation, and the underpricing of initial public offerings. Journal of Financial Economics 15, 213–232.

Booth, J. R., & Smith, R. L. (1986). Capital raising underwriting and the certification hypothesis. Journal of Financial Economics, 15,261−281.

Boudriga A., Sarra Ben Slama & Neila Boulila, 2009. What determines IPO underpricing? Evidence from a frontier market, University of Tunis, ESSEC Tunis, DEFI

Boulton, T.J., Smart, S.B., Zutter, C.J., 2007. IPO Underpricing and International Corporate Governance. Working Paper. Miami University, Oxford.

Bradley, D.J., Jordan, B.D., 2002. Partial adjustment to public information and IPO underpricing. Journal of Financial and Quantitative Analysis 37, 595–616

Carter, R. B., Dark, F. H., & Singh, A. K. (1998). Underwriter reputation, initial returns, and the long–run performance of IPO stocks. The Journal of Finance, 53, 285−331.

Carter, R., & Manaster, S. (1990). Initial public offering and underwriter reputation. The Journal of Finance, 45, 1045−1067.

Chambers, D., & Dimson E. (2009), IPO Underpricing over the very long run, The Journal of Finance, 64, 1407-1443.

Chang, E., Chen, C, Chi, J and Young, M., 2008. IPO Underpricing in China: New Evidence from the Primary and Secondary Markets, Emerging Markets Review, 9, 1–16.

Chen Su & Kenbata Bangassa, 2011. The impact of underwriter reputation on initial returns and long-run performance of Chinese IPOs, Journal of International Financial Markets, Institution & Money, 21, 760-791.

Chorruk, J.A., Worthington, A.C., 2010. New evidence on the pricing and performance of initial public offerings in Thailand: 1997–2008. Emerging Markets Review 11, 285–299.

Clarkson, P. M., & Merkley, J. (1994). Ex-ante uncertainty and the underpricing of initial public offerings: Further Canadian evidence. Canadian Journal of Administrative Science, 11, 54−67.

Derrien, F., 2005. IPO pricing in hot market conditions: who leaves money on the table? Journal of Finance 60, 487–521.

Francis, B., Hasan, I., 2001. The underpricing of venture and non-venture capital IPOs: an empirical investigation. Journal of Financial Services Research 19 (2), 99–113.

VIII

Gounopoulos, D., Nounis, C., Stylianides, P., 2008. The short and long term performance of initial public offerings in the Cyprus stock exchange. The Journal of Financial Decision Making 4.

Grinblatt, M., & Hwang, C. Y. (1989). Signalling and the pricing of new issues. Journal of Finance, 393−420.

Günther, S., Rummer, M., 2006. The hot-issue period in Germany: what factors drove IPO underpricing? In: Initial Public Offerings: An International Perspective. Elsevier, Burlington (1st ed. by Greg N. Gregoriou).

Habib, A.M., Ljungqvist, A.P., 2001. Underpricing and entrepreneurial wealth losses in IPOs: theory and evidence. Review of Financial Studies 14, 433–458.

Hameed, A., Lim, G.H., 1998. Underpricing and firm quality in initial public offerings: evidence from Singapore. Journal of Business Finance and Accounting 25, 455–468.

Hanley, K., 1993. The underpricing of initial public offerings and the partial adjustment phenomenon. Journal of Financial Economics 34, 231–250.

Ibbotson, R. G., & Jaffe, J. J. (1975). ‘Hot issue’ market. Journal of Finance, 30, 1027−1042.

Ibbotson, R. G., Sindelar, J., & Ritter, J. (1994). The market’s problem with the pricing of initial public offerings. Journal of Applied Corporate Finance, 6, 66−74.

Ibbotson, R.G., 1975. Price performance of common stock new issues. Journal of Financial Economics 2, 235–272.

Isa, Z., Yong, O., 2003. Initial performance of new issues of shares in Malaysia. Applied Economics 35, 919–930.

Islam, M.S., 1999. The behavior of IPO underpricing in Bangladesh. Finance and Banking 5, 87–109.

Jelic, R., Briston, R., 2003. Privatisation initial public offerings: the Polish experience. European Financial Management 9, 457–484.

Jing Chi & Carol Padgett, 2002. The performance and Long-run characteristics of the Chinese IPO market, ISMA Discussion papers in Finance 2002-09.

Johnson, J. M., & Miller, R. E. (1988). Investment banker prestige and the underpricing of initial public offerings. Financial Management, 17, 19−29.

Kim, B., Kish, R., Vasconcellos, G., 2004. Cumulative returns from the Korean IPO market. Review of Pacific Basin Financial Markets and Policies 7 (2), 43–75.

Krishnan, J., Schauer, P.C., 2000. The differentiation of quality among auditors: evidence from the not-for-profit sector. Auditing: A Journal of Practice and Theory 19 (2), 9–25.

Lee, P. J., Taylor, S. L., & Walter, T. S. (1996). Expected and realized returns for Singaporean IPOs: Initial and long-run analysis. Pacific Basin Finance Journal, 4, 153−180..

Lihui Tian & William L.Megginson, 2007. “Regulatory underpricing: Determinants of chinese extreme ipo returns”, Journal of Empirical Finance, 18, 78-90.

Lin, C. T., & Hsu, S. M. (2008). Determinants of the initial IPO performance: evidence from Hong Kong and Taiwan. Applied Financial Economics, 18, 955−963.

Ljungqvist, A., 2006. IPO underpricing. In: Eckbo, B.E. (Ed.), Handbook of Empirical Corporate Finance. North-Holland.

Loughran, T., Ritter, J. R., & Kristian, R. (1994). Initial public offerings: International insights. Pacific-Basin Finance Journal, 2, 165−199..

Loughran, T., Ritter, J.R., 2002. Why don’t issuers get upset about leaving money on the table in IPOs? Review of Financial Studies 15, 413–443.

McDonald, J., & Fisher, A. (1972). New-issue stock price behavior. Journal of Finance, 27, 97−102.

Michaely, R., Shaw, W.H., 1994. The pricing of initial public offerings: tests of adverse—selection and signaling theories. Review of Financial Studies 7, 279–319.

Miller, R. E., & Reilly, F. K. (1987). An examination of mispricing, returns, uncertainty for initial public offerings. Financial Management, 16, 33−38.

Mok, H.M.K., Hui, Y.V., 1998. Underpricing and the aftermarket performance of IPOs in Shanghai, China. Pacific-Basin Finance Journal 6 (5), 453–474.

Omran, M., 2005. Underpricing and long-run performance of share issue privatizations in the Egyptian stock market. Journal of Financial Research 28, 215–234.

Qiao, Yongyuan (2008): Analysis into IPO underpricing and clustering in Hong Kong equity market. Munich Personal RePEc Archive, Munich University Library, Germany.

Ritter, J.R., 1987. The costs of going public. Journal of Financial Economics 19, 269– 282.

Ritter, J.R., 1991. The long-run performance of initial public offerings. Journal of Finance 46, 3–27.

Ritter, J.R., Welch, I., 2002. A review of IPO activity, pricing, and allocations. Journal of Finance 57, 1795–1828.

Rock, K. (1986). Why new issues are underpriced. Journal of Financial Economics, 15, 187−212.

Samarakoon, L.P., 2010. The short-run underpricing of initial public offerings in the Sri Lankan Stock Market. Journal of Multinational Financial Management 20, 197–213.

Thomas J. Boulton, Scott B. Smart & Chad J. Zutter, 2012. Industrial Diversification and Underpricing of Initial Public Offerings, working paper.

Titman, S., & Trueman, B. (1986). Information quality and the valuation of new issues. Journal of Accounting and Economics, 8, 159−172.

Trần Thị Hải Lý & Dương Kha, 2013. “Bằng chứng về hiện tượng định dưới giá của các IPO tại Việt Nam”, tạp chí Phát triển kinh tế, số 270, 26-37

Vong, P. I., & Duarte, T. (2008).The short-run price performance of initial public offerings in Hong Kong: New evidence. Global Finance Journal, 21, 253-261.

Welch, I. (1989). Seasoned offerings, imitation costs and the underpricing of initial public offerings. Journal of Finance, 44, 421−449.

White, H., 1980. A heteroscedasticity-consistent covariance matrix estimator and a direct test for heteroscedasticity. Econometrica 48 (4), 817–838.

Yogesh C Joshi, Ranjan Sabhaya & Falguni H.Pandya, 2013. Are IPOs Underpriced? Empirical evidence from India. Pacific Business Review International, Volume 6.