Sau khi kiểm soát các đặc điểm giao dịch và công ty, chúng tôi lưu ý
rằng cả hai chỉ số rủi ro hai đều có ý nghĩa thống kê và
có những dấu hiệu dự kiến, không phân biệt của phép đo khoảng cách.
Trong mô hình (1), chúng ta thấy rằng các ngân hàng trong nước có nhiều khả năng để bảo lãnh rủi ro trái phiếu trong một mẫu phiếu đánh giá. Trong mô hình (2), các ngân hàng trong nước có nhiều khả năng để bảo lãnh trái phiếu không được đánh giá cao. Khi
Bảng 6
Ảnh hưởng của bảo lãnh phát hành gần về chi phí phát hành trái phiếu.
Hình A: NỘI hình B: KHU VỰC
Biến phụ thuộc TCOST LƯỢNG SPREAD TCOST LƯỢNG SPREAD
?? Intercept 0,052 1,342 0,531 0,283 1,221 0,624
(? 0,10) (4,01 (3,99?) ) (0,54) (? 3,67) (4,66)
trong nước 0,160? 0,348? 0,229?
(? 3,05) (? 2,76) (? 4,82)
KHU VỰC 0.124? 0,519? 0,192?
(? 4.13) (? 2.20) (? 3,60)
XẾP HẠNG 1,468 1,295 0,244 1,459 1,293 0,241
(24,29) (41,53) (14,96) (24,31) (41,44) (14,76)
NONRATE 4,018 3,857 0,673 3,973 3,822 0,647
(13,93) (20,99) (8,64) (13,85) (21,01) (8,27)
Maturity 0,056 0,045 0,010 0,056 0,045 0,010
(9.32) (9.73) (5.90) (9.67) (9.84) (6.05)
ENHANCER 0,808 0,860 0,172 0,806 0,864 0,166
(2.99) (5.31) (1.62) (2.98) (5.32) (1.56)
iSize 0,146 0,286? 0,090 0,143 0,280? 0,095
(2,64) (7,67) (? 5.88) (2.66) (7.62) (? 6.50)
XẾP HẠNG? 0,035? 0,025? 0.009? 0,036? 0,024? 0,008
(? 3.08) (? 2.96) ( ? 2.80) (? 3.11) (? 2.86) (? 2.67)
SYNSIZE? 0,024 0,004? 0,021? 0,021 0,004? 0,021
(? 2,43) (? 2.74) (1.11) (? 2.15) (? 2.70) (1.07)
THÙNG? 0,069? 0.047? 0,021? 0,074? 0,049? 0,022
(? 2.26) (? 2.48) (? 2.23) (? 2.41) (? 2.56) (? 2.38)
Năm Dummies Có Có Có Có Có Có
Nước Dummies Có Có Có Có Có Có
Adj. R
2 0,434 0,489 0,242 0,436 0,489 0,239
N 2689 3982 2689 2689 3982 2689
Bảng này cho thấy các kết quả từ một bình phương nhỏ nhất (OLS) phân tích hồi quy. Các biến phụ thuộc là năng suất ex ante đến ngày đáo hạn (LƯỢNG), lây lan gộp (SPREAD),
và tổng chi phí (TCOSTis bằng tổng ofYIELDandSPREAD). Hình A cho thấy tác dụng của bảo lãnh phát hành trong nước về chi phí phát hành trái phiếu, và bảng B cho thấy tác dụng của khu vực
bảo lãnh phát hành trên rating.NONRATEis tín dụng trái phiếu phát hành trái phiếu costs.RATINGmeasures một biến giả đó tương đương với một nếu trái phiếu không được xếp hạng của Standard & Poor hoặc của Moody
và zero nếu otherwise.MATURITYis khoảng thời gian (tính theo năm) giữa ngày phát hành và trưởng thành thức date.ENHANCERis một biến giả đó tương đương với một vấn đề nếu có một
thư tín dụng và số không nếu otherwise.ISIZE là loga tự nhiên của tổng tiền thu được trong hàng triệu US $. RANKINGmeasures uy tín bảo lãnh phát hành của chì trong chính
thị trường trái phiếu quốc tế sử dụng thị trường cổ phiếu trong năm trước đó của nó, và điểm số từ 1 (cấp thấp nhất) đến 15 (cao cấp nhất) .RANKINGequals số không nếu ngân hàng đầu tư là
không phải trên danh sách top-15. Nếu có nhiều hơn một lãnh đạo trong việc phát hành trái phiếu, RANKINGequals thứ hạng cao nhất trong số các underwriters.SYNSIZEequals dẫn các
tổng số bảo lãnh phát hành chính (s) và người đồng quản lý (s) .CRATEdenotes xếp hạng tín dụng của công ty phát hành. Núm vú cao su nước và núm vú cao su năm cũng được bao gồm trong
regression.tStatistics (trong ngoặc đơn) được điều chỉnh cho heteroskedasticity.Adj. R
2
là adjustedR-squared.Nis số quan sát. Thời kỳ mẫu là từ năm 1999 đến
năm 2005.
2034 ST Lau, J. Yu / Tạp chí Ngân hàng & Tài chính 34 (2010) 2027-2041
hai chỉ số rủi ro đang thụt lùi trong một mô hình probit [xem mẫu
(3)], các kết quả trước đó vẫn không thay đổi . Chúng tôi lặp lại các bài kiểm tra
của replacingDOMESTICwithREGIONALin Models (4) - (6) trong bảng
A. Các ofRATINGturns hệ số không đáng kể, althoughNONRATE
là ý nghĩa thống kê. Các kết quả tương đối yếu khi REGIONALis sử dụng chỉ ra ảnh hưởng của sự gần gũi về địa lý về trao đổi thông tin suy yếu khi khoảng cách giữa người phát hành
và bảo lãnh phát hành tăng fromDOMESTICtoREGIONAL.
Để đánh giá tác động kinh tế của các chỉ số rủi ro thông tin hai trên khả năng của việc có một bảo lãnh gần, chúng tôi ước tính xác suất dự đoán dựa trên các mô hình probit trong
hình A bằng cách thay đổi giá trị của một chỉ số rủi ro cụ thể và nắm giữ các biến giải thích khác vào các phương tiện của họ. Trong hình B ofTable 3,
xác suất dự đoán của việc có một bảo lãnh phát hành trong nước trên
cơ sở các mẫu (3) trong hình A là 26,4% khi xếp hạng tín dụng của
trái phiếu là AAA và tăng lên đến 37,6% khi đánh giá là BB. Với
mô hình probit cùng, chúng ta thấy rằng xác suất dự đoán của
việc lựa chọn một tăng bảo lãnh phát hành trong nước từ 29,7% đối với trái phiếu
với xếp hạng tín dụng đối với 58,8% cho trái phiếu không có xếp hạng tín dụng. Các
phát hiện này rất yếu khi chúng ta thay thế các biến phụ thuộc
DOMESTICwithREGIONAL. Dựa trên mô hình (6), xác suất dự đoán của việc bảo lãnh phát hành trong cùng một khu vực như phát hành
công ty chỉ tăng 1% khi xếp hạng tín dụng của trái phiếu giảm
từ AAA đến BB. Tương tự như vậy, xác suất tăng lên 10% khi
một đánh giá tín dụng trái phiếu trở nên có sẵn từ các cơ quan đánh giá.
Cùng với nhau, những phát hiện tổng thể làm nổi bật mối quan hệ thống kê và kinh tế quan trọng giữa không rõ ràng thông tin về các vấn đề trái phiếu mới và các
đang được dịch, vui lòng đợi..