Radosław Żmudziński
Katedra Inwestycji i Rynków Kapitałowych Uniwersytet Ekonomiczny w Poznaniu
NIEDOSZACOWANIE CENY OFERTOWEJ
PODCZAS IPO. HIPOTEZA „KIEŁBASY WYBORCZEJ”
1. Wprowadzenie
Anomalie w obszarze pierwszych ofert publicznych (IPO) stanowią częsty przedmiot badań ekonomistów. Trzy najbardziej powszechne z nich, to jest zaniżanie cen pierwszych ofert publicznych, słabe wyniki w długim okresie po debiucie na giełdzie i tzw. efekt rozgrzanego rynku (hot issue market) IPO, zostały obszernie omówione w literaturze finansowej. Przedmiotem niniejszego opra-cowania jest przede wszystkim zjawisko zaniżania początkowej ceny ofert IPO w celu przedstawienia nowej hipotezy: hipotezy „kiełbasy wyborczej”, częściowo wyjaśniającej tę anomalię.
W pierwszym punkcie dokonano przeglądu dostępnej literatury naukowej zajmującej się wspomnianymi zagadnieniami i na jej podstawie stworzono nową, autorską hipotezę. W drugim punkcie zaprezentowano źródła danych wykorzy-stane przez autorów badania oraz zastosowane przez nich metody badawcze. Badanie zawężono do rynku polskiego, ponieważ ze wszystkich rynków środko-woeuropejskich jest to największy i najbardziej płynny rynek po transformacji ustrojowej. Podstawę obliczeń stanowiła przefiltrowana próba badawcza składająca się z 250 spółek, których akcje debiutowały na giełdzie w okresie od 1 stycznia 2005 r. do 31 października 2013 r. Trzeci punkt poświęcono prezentacji wyników badań empirycznych. W ostatniej części, podsumowującej, zawarto wnioski i zasugerowano kierunki dalszych badań.
Wyniki badań przedstawione w niniejszym opracowaniu poszerzają zakres wiedzy naukowej pod kilkoma względami. Po pierwsze, na nowo objaśniają zjawisko zaniżania ceny ofert publicznych. Po drugie, ich podstawą są badania empiryczne dotyczące skutków tego zjawiska, co ma kluczowe znaczenie nie tylko
dla inwestorów, lecz również dla organów regulacyjnych. Ponadto stanowią one nowy materiał dowodowy spoza próby w zakresie zaniżania cen IPO na polskim rynku. Co więcej, również zastosowana metodologia ma znamiona innowacyj-ności, gdyż opiera się na metodzie Monte Carlo służącej do identyfikacji niektó-rych interferencji statystycznych.
2. Podstawy teoretyczne i sformułowanie hipotezy
Literatura naukowa poświęcona rynkom finansowym od dawna zajmuje się zjawiskiem zaniżania cen IPO. Przypadki anormalnych stóp zwrotu z inwestycji w pierwszym dniu notowań akcji po debiucie na giełdzie są dokumentowane już od ponad trzydziestu lat. Na całym świecie początkowe stopy zwrotu wahają się od 5% do ponad 50%. Ciekawą lekturę na temat wyników badań w tym zakresie stanowią w szczególności artykuły autorstwa T. Loughrana, J.R. Rittera i K. Rygqvista [1994], R.G. Ibbotsona i J.R. Rittera [1995] oraz T. Jenkinsona i A. Ljungqvista [2001].
Dostępna literatura naukowa obfituje w teorie, które częściowo lub całkowicie objaśniają zjawisko zaniżania ceny początkowej pierwszych ofert publicznych. Najbardziej popularna jest najprawdopodobniej hipoteza „klątwy zwycięzcy” [Rock 1986]. Zgodnie z nią oferta zwyciężająca w aukcji często przewyższa wartość majątku trwałego spółki, którą jednak raczej trudno dokładnie określić. Pozostałe równie powszechne hipotezy obejmują: sygnalizowanie [Allen i Faul-haber 1989, Grinblatt i Hwang 1989, Welch 1989], interes własny bankierów inwestycyjnych [Baron i Holmstrom 1980, Baron 1982], tworzenie księgi popytu [Benveniste i Spindt 1989], niekompletność rynku [Mauer i Senbet 1992], kaskady informacyjne [Welch 1992], unikanie pozwu [Tinic 1988, Hughes i Thakor 1992], zwrot kosztów inwestorom indywidualnym [Kaminski i Zaremba 2011]. Niektóre z tych teorii skupiają się wokół lokalnych czynników, często osobliwych dla danego kraju, czego przykładem są ograniczenia regulacyjne na rynku chińskim [Tian 2011, Yuan 2009]. Przeglądu tych teorii dokonali m.in. J. Ritter [2003] oraz J. Ritter i J. Welch [2002].
Powyższe hipotezy w różnorodny sposób wyjaśniają zjawisko zaniżania początkowej ceny akcji na IPO. Jednakże nie uwzględniają one przekrojowych wariacji występujących w przypadku anormalnych stóp zwrotu i wynikających z pierwotnej struktury własności. Co więcej, niektóre rynki, w tym rynek polski, wykazują pewne różnice, jeśli chodzi o cechy IPO w przypadku przedsiębiorstw prywatnych i państwowych. Struktura własności nie może oczywiście służyć za całkowite wyjaśnienie zjawiska pozostawiania środków w obrocie, niemniej warto włączyć ten element do dyskusji. Z tego względu celem niniejszego opracowania
jest zaprezentowanie hipotezy częściowo wyjaśniającej zjawisko zaniżania ceny akcji na IPO: hipotezy „kiełbasy wyborczej”. Zakłada ona, że pozostawianie części środków w obrocie po IPO może stanowić formę politycznego przekupstwa mającego na celu pozyskanie głosów wyborców.
Wśród wielu metod prywatyzacji dużych przedsiębiorstw państwowych jedną z najbardziej popularnych jest debiut spółki na giełdzie papierów wartościowych. Główną zaletą takiego rozwiązania jest przejrzystość procedur, ale jednocześnie jedną z jego głównych wad, z perspektywy Skarbu Państwa, jest problem pozo-stawiania środków w obrocie. Może to bowiem skutkować utrwaleniem poglądu, że Skarb Państwa w rzeczywistości nie maksymalizuje swoich przychodów. IPO spółek państwowych są skierowane do inwestorów zarówno instytucjonal-nych, jak i indywidualnych. Niektóre rządy prowadzą nawet specjalne programy i kampanie społeczne propagujące własność akcji, które finansowane są z budżetu państwa. Jednym z wielu przykładów takich działań są programy edukacyjne polskiego Ministerstwa Skarbu Państwa popularyzujące wiedzę o akcjonariacie obywatelskim i własności prywatnej.
Kluczowym problemem związanym z tego rodzaju programami jest nieuchronny konflikt interesów. Z jednej strony zadaniem Skarbu Państwa jest maksymalizacja przychodów poprzez sprzedaż akcji spółek państwowych po możliwie najwyższej cenie. Jednocześnie jednak rząd i partia rządząca skłaniają się ku celowemu obniżaniu cen oferowanych akcji, aby przekonać do siebie wyborców, zapewniając im łatwy zysk.
Hipoteza dotycząca celowego zaniżania cen akcji spółek państwowych, moty-wowanego chęcią pozyskania głosów wyborców, obejmuje kilka stwierdzeń, które warto przetestować. Przede wszystkim politycy prawdopodobnie pozostawiają w obrocie więcej środków niż właściciele spółek prywatnych. Innymi słowy można założyć, że ceny akcji spółek państwowych są dużo bardziej zaniżone podczas IPO niż ceny akcji spółek prywatnych. Ponadto skłonność polityków do sprzedaży akcji po zaniżonych cenach rośnie wraz ze zbliżaniem się wyborów. W skrócie, więcej środków jest pozostawionych w obrocie w ramach IPO w okresie przedwyborczym niż w jakimkolwiek innym przedziale czasu. Z tego względu w niniejszej pracy sprawdzono następujące założenia:
1) ceny akcji spółek państwowych są bardziej zaniżane niż ceny akcji spółek prywatnych podczas pierwszej oferty publicznej;
2) więcej środków jest pozostawianych w obrocie w okresach przedwybor-czych niż w jakimkolwiek innym przedziale czasu.
Oba przytoczone wyżej twierdzenia mają kluczowe znaczenie zarówno dla organów regulacyjnych, jak i inwestorów.
3. Źródła danych i metody badawcze
Wyniki przeprowadzonych badań zaprezentowane w niniejszej pracy opierają się na danych dotyczących pierwszych ofert publicznych na polskim rynku akcji. Badanie zawężono do regionu Europy Środkowo-Wschodniej ze względu na prze-szłość tamtejszych rynków postradzieckich, na których gospodarka państwowa została przekształcona w gospodarkę kapitalistyczną na skutek zmian ustrojo-wych. Większość tych krajów została ostatecznie przyłączona do Unii Europej-skiej. Z powyższych względów rynki środkowoeuropejskie wydają się dosko-nałym polem badawczym dla przetestowania sformułowanej hipotezy. W badaniu skoncentrowano się wyłącznie na polskim rynku, gdyż Polska, jako państwo należące do dawnego bloku wschodniego, a dziś państwo członkowskie Unii Euro-pejskiej, oferuje największy rynek akcji zarówno pod względem ich kapitalizacji, jak i płynności. Za okres badawczy posłużył przedział czasowy od 1 stycznia 2005 r. do 31 października 2013 r., ponieważ w tym okresie polska gospodarka i polskie rynki akcji osiągnęły już względną dojrzałość (tj. stabilny i niski poziom inflacji, znaczną płynność rynku, postęp technologiczny i rozwój instytucjonalny). Co więcej, dla wybranego okresu są również dostępne precyzyjne dane w zakresie pierwszych ofert publicznych, m.in. dane o rozmiarach emisji akcji. Z próby badawczej wyłączono dwa szczególne rodzaje IPO, tj. pierwsze oferty publiczne skierowane wyłącznie do poprzednich udziałowców oraz transfery akcji z innych rynków. Należy również podkreślić, że próba badawcza nie obejmuje debiutów na giełdzie NewConnect, stanowiącej w Polsce alternatywną platformę skierowaną do nowo powstałych firm (start-upów). Próba badawcza obejmuje natomiast 250 przypadków IPO, z których 18 dotyczy prywatyzacji spółek państwowych. Dane zostały udostępnione przez agencję Bloomberg i Giełdę Papierów Wartościowych w Warszawie.
Dla celów przetestowania pierwszej hipotezy obliczono początkowe arytme-tyczne stopy zwrotu z każdej akcji objętej próbą badawczą zgodnie ze standar-dowym równaniem stopy zwrotu:
, r P P –P j A j O j C j O = (1)
gdzie rAj oznacza początkową stopę zwrotu z akcji j, Pj
C jest ceną na zamknięciu sesji w pierwszym dniu notowań akcji na giełdzie po debiucie, a PCj oznacza cenę ofertową IPO. Następnie obliczono średnie wartości początkowego zaniżenia ceny ofertowej w grupie spółek prywatnych i sprywatyzowanych. Należy jednak podkreślić, że tego rodzaju porównania niezupełnie są znaczące w kontekście porównywalności próbek. Rozmiary emisji akcji spółek sprywatyzowanych są zazwyczaj znacznie większe, przy czym powszechnie przyjmuje się, że na skalę zaniżenia ceny mają wpływ zarówno wielkość spółki [Megginson i Weiss 1991,
Kiymaz 2000, Bhabra i Pettway 2003, Ibbotson, Sindelar i Ritter 1994, Carter, Dark i Singh 1998], jak i rozmiar emisji akcji [Chalk i Peavy 1987, Clarkson i Merkley 1994]. Dlatego w badaniu uwzględniono kilka dodatkowych założeń. Po pierwsze, porównano średnie wartości dla spółek prywatnych i państwowych ważone rozmiarem oferty publicznej. Następnie stworzono porównywalne próby cząstkowe złożone ze spółek o podobnej wielkości. Do próby cząstkowej 19 spółek państwowych dobrano próbę 19 spółek prywatnych, których emisja akcji na IPO miała podobny rozmiar. Selekcja spółek polegała na dopasowaniu do siebie tych o najbardziej zbliżonym rozmiarze oferty. W przypadku powtórzeń dobierano drugą spółkę o najbardziej zbliżonym rozmiarze emisji na IPO itd. Następnie porównano ze sobą średnie początkowe stopy zwrotu w obu próbach cząstkowych (średnie standardowe i średnie ważone rozmiarem oferty publicznej). Kolejnym krokiem było wykonanie kilku analiz regresji i wprowadzenie zmiennych zero--jedynkowych, które posłużyły za oznaczenia struktury własności spółki sprzed debiutu na giełdzie. Następnie dokonano regresji początkowych logarytmicznych stóp zwrotu dla IPO względem zmiennych zero-jedynkowych oznaczających strukturę własności, naturalnych logarytmów rozmiaru oferty oraz logarytmicz-nych stóp zwrotu na rynku akcji w roku poprzedzającym. Do modelu wprowa-dzono dodatkowo ostatnią zmienną kontrolną, ponieważ zgodnie z licznymi badaniami warunki rynkowe w okresie poprzedzającym IPO mogą wpływać na początkowe anormalne stopy zwrotu [Derrien i Womack 2003, Loughran i Ritter 2002, Lowry i Schwert 2002, Derrien 2005]. Za zmienną rynkową posłużył indeks WIG1. Dla pełnej próby badawczej i dla poszczególnych prób cząstkowych
wykonano oddzielne regresje.
W celu przetestowania drugiej hipotezy zawężono próbę badawczą wyłącznie do spółek państwowych. Najpierw obliczono ilość środków pozostawionych w obrocie w przypadku każdej IPO, zgodnie z poniższą formułą:
,
mj=Sj#rAj (2)
gdzie mj oznacza ilość środków pozostawionych w obrocie podczas debiutu akcji j na giełdzie, Sj – rozmiar emisji akcji na IPO, a rj
A – początkową anormalną stopę zwrotu obliczoną zgodnie z równaniem (1). Następnie wszystkie przypadki IPO podzielono na dwie grupy. W pierwszej znalazły się debiuty, które miały miejsce w okresie 12 miesięcy przed wyborami, natomiast do drugiej zaliczono wszystkie pozostałe przypadki. W badaniu uwzględniono zarówno wybory parlamentarne, jak i wybory na szczeblu samorządowym – listę uwzględnionych wyborów przed-stawiono w tabeli 1.
1 Indeks WIG to najszerszy indeks ważony kapitalizacją na polskim rynku akcji. Jest to indeks
typu dochodowego, tzn. przy wyliczaniu jego wartości uwzględnia się ceny zawartych w nim akcji oraz dochody z dywidend i praw poboru.
Tabela 1 Wybory w Polsce
Typ wyborów Data
Parlamentarne 2005 25.09.2005
Samorządowe 2006 11.12.2006
Parlamentarne 2007 21.10.2007
Samorządowe 2010 21.11.2010
Parlamentarne 2011 4.08.2011
Źródło: opracowanie własne.
Następnie obliczono średnią wielkość środków pozostawionych w obrocie w okresie jednego roku przed wyborami i w pozostałych okresach. W oparciu o symulacje Monte Carlo sprawdzono, czy w poszczególnych okresach wybor-czych pozostawiono jakiekolwiek środki w obrocie. Szczegółowy przebieg proce-dury Monte Carlo wygląda następująco. Okres badawczy obejmuje 3227 dni, dlatego stworzono odpowiednie dzienne szeregi czasowe z zaznaczeniem, czy poszczególne dni miały miejsce w roku wyborczym i ile opcjonalnie środków danego dnia pozostawiono w obrocie, jeśli miał wówczas miejsce jakikolwiek debiut na giełdzie akcji spółki należącej uprzednio do państwa. W kolejnym kroku wykonano 10 000 prób losowych wraz z podmianą na próbie składającej się z 3227 dni. W rezultacie uzyskano 10 000 próbek obejmujących 3227 dni z różną liczbą dni wyborczych i dni, w których miała miejsce IPO. W oparciu o te wyniki obliczono średnią roczną wielkość środków pozostawionych w obrocie w okresach przedwyborczych i pozostałych. Statystyczną istotność różnic między tymi śred-nimi obliczono z zastosowaniem standardowych metod parametrycznych.
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.
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%*** 3,12%** –6,63% 13,90% (5,94) (1,97) (–0,4) (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.
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 L icz ba l os ow ań 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 L icz ba l os ow ań –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
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
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
