NIEDOSZACOWANIE CENY OFERTOWEJ
4. Interpretacja wyników
W tabeli 2 przedstawiono średnie stopy zwrotu ze sprzedaży akcji spółek państwowych i spółek niebędących własnością państwa podczas ich debiutu na giełdzie. Po uwzględnieniu rozmiarów ofert publicznych okazało się, że wyniki spółek państwowych są lepsze od pozostałych. Różnica między wielkościami początkowych stóp zwrotu wahała się od 2,60 pkt proc. do 4,62 pkt proc., w zależności od zastosowanej metody ważenia danych i struktury próby badaw-czej. Należy jednak podkreślić, że na każdym poziomie racjonalności różnice te są w rzeczywistości statystycznie nieistotne. Najprawdopodobniej wynika to z niewielkich rozmiarów próby badawczej składającej się ze stóp zwrotu o dużej zmienności.
184 Adam Zaremba, Radosław Żmudziński
Tabela 2 Początkowe stopy zwrotu ze sprzedaży akcji podczas IPO spółek państwowych
i prywatnych
Wyszczególnienie średniaRówne ważenieodch. Ważenie wielkością oferty stand. wielkość próby średnia stand.odch. wielkość próby
Pełne próby Spółki państwowe 7,90%*** 11,91% 19 8,89%*** 9,03% 19 t-stat (2,89) (4,29) Spółki prywatne 8,08%*** 21,20% 231 6,29%*** 13,68% 231 t-stat (5,79) (7,00) Różnica –0,18% – – 2,60% – – t-stat (–0,06) (1,15) Próby porównywalne Spółki państwowe 7,90%*** 11,91% 19 8,89%*** 8,84% 19 t-stat (2,89) (4,29) Spółki prywatne 3,28% 11,11% 19 4,92%*** 6,49% 19 t-stat (1,29) (3,31) Różnica 4,62% – – 3,97% – – t-stat (1,24) (1,58)
Uwaga: symbole gwiazdek oznaczają liczby statystycznie różne od zera, z istotnością statystyczną * 10%, ** 5% i *** 1%.
Źródło: opracowanie własne.
Ogólnie rzecz biorąc, powyższe wyniki są spójne z wynikami analizy regresji (tabela 3). W przypadku regresji początkowych logarytmicznych stóp zwrotu w próbach cząstkowych zmienna zero-jedynkowa oznaczająca strukturę własności wskazywała zazwyczaj wyższe stopy zwrotu w przypadku sprywatyzowanych przedsiębiorstw, jednak również w tym przypadku statystyczna istotność wyników była raczej niewielka. Co ciekawe, okazało się również, że w przypadku regresji na pełnej próbie badawczej zmienna zero-jedynkowa oznaczająca strukturę własności zyskiwała czasami wartość ujemną. Najprawdopodobniej wynika to z nieprawidło-wego określenia modelu. Bardzo trudnym zadaniem jest precyzyjne zdefiniowanie formy funkcjonalnej zależności między rozmiarem oferty publicznej a początkową stopą zwrotu. Ponieważ dystrybucja w przypadku rozmiaru emisji akcji cechowała się znaczną nierównością, w przeciwieństwie do dystrybucji w przypadku stóp zwrotu, wybór aproksymacji liniowej prawdopodobnie nie jest idealnym rozwią-zaniem. Regresja oparta na zyskach w próbach cząstkowych prawdopodobnie przyniosłaby bardziej przydatne wyniki.
Tabela 3 Wpływ zmiennych objaśniających na początkowe stopy zwrotu z IPO
Panel A: pełna próba badawcza
zmienna (1) (2) (3) (4) int 8,08%***(5,94) 3,12%**(1,97) –6,63%(–0,4) 13,90%(0,88) own –0,002(–0,0) (0,04)0,020 –0,026(–0,4) 0,039(0,71) mrk – 0,274***(5,45) – 0,285***(5,40) size – – 0,008(0,91) –0,006(–0,6) Dop. R^2 0,00% 10,02% 0,34% 9,83% N 250 250 250 250 F-stat 0,00 14,86 0,42 10,05
Panel B: próby dopasowywane wielkością emisji
zmienna (1) (2) (3) (4) int 3,28% –0,29% –20,76% –17,37% (1,24) (–0,1) (–0,6) (–0,5) own 0,046(1,23) 0,065*(1,83) 0,042(1,11) 0,062*(1,70) mrk – 0,163** – 0,160** (2,52) (2,43) size – – (0,76)0,012 0,008(0,57) Adj. R 1,40% 14,25% 0,25% 12,60% N 38 38 38 38 F-stat 1,53 4,08 1,05 2,78
Uwaga: zmienne objaśniające zostały oznaczone w następujący sposób: int – przecięcie, own – zmienna zero-jedynkowa, równa 1 dla spółek państwowych, a 0 – dla spółek prywatnych, mrk – logarytmiczna stopa zwrotu z indeksu WIG w okresie 12 miesięcy poprzedzających IPO, a size – naturalny logarytm rozmiaru oferty publicznej. Pierwsza liczba w każdej komórce oznacza sza-cowanie metodą OLS dla współczynnika odpowiedniej zmiennej. Liczby w nawiasach oznaczają dane statystyczne t, natomiast N – liczbę wykonanych obserwacji. Symbole gwiazdek oznaczają wartości statystycznie różne od zera, z istotnością statystyczną wynoszącą odpowiednio * 10%, ** 5% i *** 1%. Panel A przedstawia analizę opartą na pełnej próbie badawczej, natomiast panel B obrazuje regresję opartą na próbach cząstkowych powstałych z dopasowania pod kątem wielkości emisji.
186 Adam Zaremba, Radosław Żmudziński Obliczenie średniej ilości środków pozostawionych w obrocie w okresach przedwyborczych i w pozostałych latach pozwoliło na potwierdzenie wstępnych przypuszczeń badaczy. Okazało się, że w okresie 12 miesięcy przed wyborami pozostawiano w obrocie dwa razy więcej środków niż w pozostałych okresach. Niestety, tak jak poprzednio, symulacje Monte Carlo wykazały, że różnice te nie są statystycznie istotne (rys. 1 i 2). Po raz kolejny wynika to najprawdopodobniej z niewielkich rozmiarów próby badawczej.
0 500 1000 1500 2000 2500 3000 Li cz ba lo so wa ń 0 10 0 20 0 30 0 40 0 50 0 60 0 70 0 80 0 90 0 1000 1100
Pieniądze „pozostawione na stole” (mln zł)
Lata wyborcze Pozostałe lata
Rys. 1. Środki „pozostawione na stole” w okresach przedwyborczych i pozostałych Źródło: opracowanie własne.
0 200 400 600 800 1000 1200 Li cz ba lo so wa ń –45 0 –3 00 –2 00 –10 0 0 10 0 20 0 30 0 40 0 50 0 60 0 70 0 80 0 90 0 1000
Pieniądze „pozostawione na stole” (mln zł) Różnice
Rys. 2. Różnice środków „pozostawianych na stole” przed wyborami i po wyborach Źródło: opracowanie własne.
5. Podsumowanie
Celem opracowania było przedstawienie nowej hipotezy częściowo wyja-śniającej, dlaczego pozostawiane są środki w obrocie w ramach debiutu akcji na giełdzie. Zgodnie z zaprezentowaną hipotezą „kiełbasy wyborczej” administracja publiczna i Skarb Państwa mają tendencję do pozostawiania części środków w obrocie podczas debiutu akcji spółek państwowych na giełdzie, co motywowane jest chęcią pozyskania głosów wyborców. Celem badania było empiryczne prze-testowanie dwóch twierdzeń stanowiących podstawę tej hipotezy, które mówią, że sprzedaż akcji spółek sprywatyzowanych na IPO generuje wyższe począt-kowe stopy zwrotu, a w okresach przedwyborczych więcej środków jest pozo-stawianych w obrocie niż w innym przedziale czasu. Dokonane przez badaczy obliczenia ogólnie dowodzą obu powyższych przypuszczeń, choć podczas badań napotkano przeszkody charakterystyczne dla rynków wschodzących. Niewielka istotność statystyczna wyników badania wynika najprawdopodobniej z niewiel-kiego rozmiaru próby badawczej, mimo że skupiono uwagę na największym rynku środkowoeuropejskim o najwyższej płynności.
Badania zainicjowane w niniejszym opracowaniu warto kontynuować i rozwijać w przyszłości, koncentrując się przede wszystkim na rozszerzeniu próby badawczej, zarówno w kontekście przestrzennym, jak i czasowym. Wszystko wskazuje na to, że testy można powtórzyć na innych rynkach, a badanie dla rynku polskiego wykonać ponownie w przyszłości. Ponadto interesującym zabiegiem byłoby wprowadzenie do regresji zmiennych objaśniających i doprecyzowanie modelu. Celem dalszych analiz powinna być również dokładna ocena wpływu czynników politycznych na zaniżanie cen początkowych IPO. Należałoby również zbadać, czy i w jaki sposób cykle wyborcze oddziałują na inne anomalie wystę-pujące na rynku IPO, takie jak gorący rynek czy słabe wyniki spółek w długim okresie, mimo debiutu na giełdzie.
Literatura
Allen F., Faulhaber G.R. [1989], Signaling by Underpricing in the IPO Market, „Journal of Financial Economics”, nr 23.
Baron D.P. [1982], A Model of the Demand for Investment Banking Advising and
Distri-bution Services for New Issues, „Journal of Finance”, nr 37.
Baron D.P., Holmstrom B. [1980], The Investment Banking Contract for New Issues
under Asymmetric Information: Delegation and the Incentive Problem, „Journal of
Finance”, nr 35.
Benveniste L.M., Spindt P.A. [1989], How Investment Bankers Determine the Offer Price
188 Adam Zaremba, Radosław Żmudziński
Bhabra H.S., Pettway R.H. [2003], IPO Prospectus Information and Subsequent
Perfor-mance, „Financial Review”, nr 38.
Carter R., Dark F., Singh A. [1998], Underwriter Reputation, Initial Returns, and The
Long-run Performance of IPO Stocks, „Journal of Finance”, nr 53.
Chalk A.J., Peavy J.W. [1987], Initial Public Offerings: Daily Returns, Offering Types and
the Price Effect, „Financial Analysts Journal”, nr 43.
Clarkson P.M., Merkley J. [1994], Ex Ante Uncertainty and the Underpricing of Initial
Public Offerings: Further Canadian Evidence, „Canadian Journal of Administrative
Sciences”, vol. II, nr 1.
Derrien F. [2005], IPO Pricing in Hot Market Conditions: Who Leaves Money on the
Table? „Journal of Finance”, vol. 60(1).
Derrien F., Womack K.L. [2003], Auctions vs. Bookbuilding and the Control of
Under-pricing in Hot IPO Markets, „Review of Financial Studies”, nr 16.
Grinblatt M., Hwang C.Y. [1989], Signaling and the Pricing of New Issues, „Journal of Finance”, nr 44.
Hughes P.J., Thakor A.V. [1992], Litigation Risk, Intermediation and the Underpriccing of
Initial Public Offerings, „Review of Financial Studies”, nr 5.
Ibbotson R.G., Ritter J.R. [1995], Initial Public Offerings [w:] Finance, red. R.A. Jarrow, V. Maksimovic, W.T. Ziemba, Elsevier, Amsterdam.
Ibbotson R.G., Sindelar J., Ritter J. [1994], The Market’s Problems with the Pricing of
Initial Public Offerings, „Journal of Applied Corporate Finance”, nr 7.
Jenkinson T., Ljungqvist A. [2001], Going Public: The Theory and Evidence on How
Companies Raise Equity Finance, Oxford University Press, Oxford.
Kaminski K., Zaremba A. [2011], IPOs – Not So Much Money on the Table: The Cost
Compensation Hypothesis, „Argumenta Oeconomica”, nr 1.
Kiymaz H. [2000], The Initial and Aftermarket Performance of IPO’s in an Emerging
Market: Evidence from Istanbul Stock Exchange, „Journal of Multinational Financial
Management”, nr 10.
Loughran T., Ritter J.R. [2002], Why Don’t Issuers Get Upset about Leaving Money on
the Table in IPOs? „Review of Financial Studies”, nr 15.
Loughran T., Ritter J.R., Rydqvist K. [1994], Initial Public Offerings: International
Insights, „Pacific-Basin Finance Journal”, nr 2.
Lowry M., Schwert W. [2002], IPO Market Cycles: Bubbles or Sequential Learning? „Journal of Finance”, nr 57.
Mauer D.C., Senbet W.S. [1992], The Effect of the Secondary Market on the Pricing of
Initial Public Offerings: Theory and Evidence, „Journal of Financial and Quantitative
Analysis”, nr 24.
Megginson W.L., Weiss, K.A. [1991], Venture Capitalist Certification in Initial Public
Offerings, „Journal of Finance”, nr 46.
Ritter J. [2003], Investment Banking and Securities Issuance [w:] Handbook of the
Eco-nomics of Finance, ed. G. Constantinides, M. Harris, Stulz R., Elsevier, Amsterdam.
Ritter J., Welch I. [2002], A Review of IPO Activity, Pricing, and Allocations, „Journal of Finance”, vol. 57(4).
Rock K. [1986], Why New Issues are Underpriced, „Journal of Financial Economics”, nr 15.
Tian L.G. [2011], Regulatory Underpricing: Determinants of Chinese Extreme IPO
Tinic S.M. [1988], Anatomy of Initial Public Offerings of Common Stock, „Journal of Finance”, nr 43.
Welch I. [1989], Seasoned Offerings, Imitation Costs and the Underpricing of Unitial
Public Offerings, „Journal of Finance”, nr 44.
Welch I. [1992], Sequential Sales, Learning and Cascades, „Journal of Finance”, nr 47. Yuan J. [2009], Alternative Explanations of Under-pricing of Chinese Initial Public