Empirical results4.1. Cross-section

Empirical results
4.1. Cross-sectional analysis
First, we provide univariate comparisons between the subsample of ﬁrms with long holder = 1 (over conﬁdent CEOs) and that of ﬁrms with long holder = 0 rational CEOs and over conﬁdent CEOs with options insufﬁciently deep in the money). Next, we perform a multivariate analysis by estimating a random effects tobit model of dividend payout as a function of CEO over conﬁdence and the control variables discussed above. By using a multivariate tobit analysis, we examine the marginal impact of CEO over conﬁdence on dividend policy while controlling for other relevant factors. We control for industry effects in all models. We estimate the tobit model using those observations for which data are available on all variables.
The summary statistics in Table 1 show that long holder CEOs represent about 21% of the observations. The dividend yield, our main variable of interest, is slightly lower for ﬁrms with long holder (i.e., overconﬁdent) CEOs. In addition, ﬁrms with long holder CEOs have a higher CEO option ownership, a higher CEO tenure, and a higher mean value of TOTAL conﬁdent. The associations between long holder and CEO option ownership/tenure are likely to arise mechanically given the construction of the long holder measure. We control for these variables in our empirical analysis. The correlation between long holder and TOTAL conﬁdent is 0.0542. Long holder represents a CEO ﬁxed effect and assumes a ﬁxed value of either 1 or 0 throughout the sample period. TOTAL conﬁdent can also assume a value of 1 or 0. However, this value can change every year and might explain the low correlation between Long holder and TOTAL conﬁdent over time.
Next, we estimate a random-effects tobit model of dividend payout on the panel data for our sample ﬁrms. The independent variables are stock ownership, vested options, Long holder, growth, cash ﬂow, log of sales, and tangible assets. The results from Model 1 in Table 2 indicate that the level of dividend payout is negatively related to long holder, growth, stock ownership, and vested options. The coefﬁcients on these independent variables are statistically signiﬁcant at the 1% level. The results also indicate that the level of dividend payout is positively related to tangible assets and to cash ﬂow. The coefﬁcients on both variables are statistically signiﬁcant at the 1% level. These results are consistent with previous evidence (see Fama and French, 2001, 2002; Fenn and Liang, 2001; Smith and Watts, 1992). The positive coefﬁcient on tangible assets indicates that ﬁrms with lower information asymmetry pay higher dividends. This ﬁnding is consistent with the implications of the Myers and Majluf (1984) model but inconsistent with the signaling models. Finally, the coefﬁcient on log of sales is not statistically signiﬁcant at conventional levels.
The negative coefﬁcient on Long holder indicates that the level of dividend payout is negatively related to the level of CEO over conﬁdence and conforms to our main testable prediction (Hypothesis 1).The magnitude of the coefﬁcient on Long holder, representing the marginal effect of CEO over conﬁdence, is 0.0039, which is about one-sixth of the median dividend yield reported in Table 1. As an illustration of the economic signiﬁcance of this coefﬁcient, consider the mean dividend yield dividend of $2.60 for a stock priced at $100. The dividend of a similar ﬁrm led by a Long holder CEO, on average, will be about 39 cents lower at $2.2
In Model 2, we use Pre- and Post-Long holder, in place of the Long holder variable. The overall results are qualitatively similar to those in Model 1. The coefﬁcient on Post-Long holder, however, is of greater magnitude and has stronger statistical signiﬁcance than that on the Pre-Long holder variable. The results from this reﬁnement in our model speciﬁcation suggest that the impact of over conﬁdence on dividend policy appears to be stronger after the CEO has exhibited over conﬁdence by delaying option exercise.
We control for CEO tenure and ﬁrm leverage in Models 3 and 4. The summary statistics in Table 1 indicate that Long holder CEOs have a longer average tenure with the ﬁrm, suggesting that the relation between Long holder and dividend payout may be driven by a relation between CEO tenure dividend payout. Leverage has been documented to be negatively associated with dividends (Fama and French, 2002; Fenn and Liang, 2001), so we control for leverage even though it is not exogenous. We calculate leverage as the ratio of total long-term debt plus the amount of long-term debt in current liabilities to book value of assets. The results of the random-effects tobit model, presented in Model 3 of Table 2, indicate that the negative relation between Long holder and dividend payout is robust to the inclusion of both CEO tenure and leverage. The coefﬁcient on CEO tenure is non signiﬁcant and suggests that CEO tenure has no effect on dividend policy. The negative and signiﬁcant coefﬁcient on leverage is consistent with the ﬁndings in Fama and French (2002) and in Fenn and Liang (2001). When we replace Long holder with Pre-Long holder and Post-Long holder, we obtain qualitatively similar results in Model 4.

4.1.1. Causality
An alternative explanation for the negative relation that we document between Long holder and dividend payout is that a lower dividend payout is associated with a smaller stock price decline, which reduces the value of exercising stock options earlier. Therefore, the CEO of a ﬁrm with a lower dividend payout is more likely to delay option exercise and be identiﬁed as Long holder. This reverse-causality suggests that differences in dividend policy across ﬁrms are driven by an exogenous factor that is omitted from our empirical analysis and the CEO’s option exercise behavior responds to the dividend policy. The following three reasons strongly suggest that our ﬁndings do not result from reverse causality.
First, Fig. 2 shows our estimation of optimal option exercise boundaries, based on the assumptions of Hall and Murphy (2002), for three cases: no dividends, dividend yield of 2.34% (the median for Long- holder CEOs), and dividend yield of 2.6% (the mean for Non-Long holder CEOs).18 There is little difference between the threshold money ness for the latter two cases suggesting that the delayed option exercise of Long holder CEOs does not appear to be caused by a lower dividend payout.
Second, the results in Table 2 indicate that the magnitude of the coefﬁcient on the Post-Long holder variable is about 2.6 times as large as that on the Pre-Long holder variable. Note that the Pre- and the Post-Long holder variables represent a split of the Long holder variable for a given ﬁrm across time. If the option-exercise behavior of CEOs is driven by the dividend payout of a ﬁrm, then there should not be such a systematic difference in the relation between over conﬁdence and dividend payout in the Pre- and Post-Long holder years.
Finally, we use an alternative measure of CEO over conﬁdence that is based on the characterization of the CEO by the press. We estimate a random-effects tobit model of dividend payout with TOTAL conﬁdent, the press-based measure of CEO over conﬁdence. The rest of the explanatory variables are the same as in Model 1, Table 2. The results under Model 1 in Table 3 indicate that the coefﬁcient on TOTAL conﬁdent is negative and signiﬁcant at the 1% level. Since press mentions of CEOs are unlikely to be affected by dividend policy, this result rules out reverse causality and suggests that our ﬁnding with respect to Long holder potentially represents the causal effect of CEO over conﬁdence on dividend policy. We also control for the total number of CEO mentions and ﬁnd that our ﬁndings remain robust as documented in Model 2. We also control for CEO tenure and ﬁrm leverage in Models 3 and 4 and ﬁnd that our results with respect to the relation between TOTAL conﬁdent and dividend payout remain qualitatively similar.
4.1.2. Robustness checks
In untabulated analyses, we estimate a random-effects tobit model with an R&D intensity variable in place of the growth variable. We calculate R&D intensity as the ratio of R&D expenditures to book value of assets. However, R&D expenditures are available for only 60% of the observations. We again obtain a negative relation between dividend payout and Long holder in this speciﬁcation. We also employ an alternative measure of cash ﬂow: operating income before depreciation less capital expenditures, scaled by the book value of assets (as in Fenn and Liang, 2001). Our result about the negative relation between dividend yield and Long holder continues to hold in this speciﬁcation. This result is also robust to the inclusion of cash balances, to an alternative measure of size (logarithm of book value of assets), and to an alternative measure of growth, calculated as the annual percentage increase in assets (see Fama and French, 2002). To ensure that our results with respect to dividend yield represent the impact of CEO over conﬁdence on dividends and not just its impact on equity value, we use two alternative measures of dividend payout. The ﬁrst equals the ratio of dividends to earnings (i.e., income before extraordinary items). This measure represents the traditional dividend payout ratio. This measure has a negative value for many observations that have negative earnings. In addition, the much higher volatility of earnings (relative to dividends) causes this measure to assume some very large values. To obtain a meaningful estimate of the effect of CEO over conﬁdence on dividend policy, we drop those observations where the payout is either negative or greater than one (which corresponds to about the 95th percentile). The negative relation between dividend payout and the various measures of CEO over conﬁdence continues to hold with this measure of

4.1.1. Causality
An alternative explanation for the negative relation that we document between Long holder and dividend payout is that a lower dividend payout is associated with a smaller stock price decline, which reduces the value of exercising stock options earlier. Therefore, the CEO of a ﬁrm with a lower dividend payout is more likely to delay option exercise and be identiﬁed as Long holder. This reverse-causality suggests that differences in dividend policy across ﬁrms are driven by an exogenous factor that is omitted from our empirical analysis and the CEO’s option exercise behavior responds to the dividend policy. The following three reasons strongly suggest that our ﬁndings do not result from reverse causality.
First, Fig. 2 shows our estimation of optimal option exercise boundaries, based on the assumptions of Hall and Murphy (2002), for three cases: no dividends, dividend yield of 2.34% (the median for Long- holder CEOs), and dividend yield of 2.6% (the mean for Non-Long holder CEOs).18 There is little difference between the threshold money ness for the latter two cases suggesting that the delayed option exercise of Long holder CEOs does not appear to be caused by a lower dividend payout.
Second, the results in Table 2 indicate that the magnitude of the coefﬁcient on the Post-Long holder variable is about 2.6 times as large as that on the Pre-Long holder variable. Note that the Pre- and the Post-Long holder variables represent a split of the Long holder variable for a given ﬁrm across time. If the option-exercise behavior of CEOs is driven by the dividend payout of a ﬁrm, then there should not be such a systematic difference in the relation between over conﬁdence and dividend payout in the Pre- and Post-Long holder years.
Finally, we use an alternative measure of CEO over conﬁdence that is based on the characterization of the CEO by the press. We estimate a random-effects tobit model of dividend payout with TOTAL conﬁdent, the press-based measure of CEO over conﬁdence. The rest of the explanatory variables are the same as in Model 1, Table 2. The results under Model 1 in Table 3 indicate that the coefﬁcient on TOTAL conﬁdent is negative and signiﬁcant at the 1% level. Since press mentions of CEOs are unlikely to be affected by dividend policy, this result rules out reverse causality and suggests that our ﬁnding with respect to Long holder potentially represents the causal effect of CEO over conﬁdence on dividend policy. We also control for the total number of CEO mentions and ﬁnd that our ﬁndings remain robust as documented in Model 2. We also control for CEO tenure and ﬁrm leverage in Models 3 and 4 and ﬁnd that our results with respect to the relation between TOTAL conﬁdent and dividend payout remain qualitatively similar.
4.1.2. Robustness checks
In untabulated analyses, we estimate a random-effects tobit model with an R&D intensity variable in place of the growth variable. We calculate R&D intensity as the ratio of R&D expenditures to book value of assets. However, R&D expenditures are available for only 60% of the observations. We again obtain a negative relation between dividend payout and Long holder in this speciﬁcation. We also employ an alternative measure of cash ﬂow: operating income before depreciation less capital expenditures, scaled by the book value of assets (as in Fenn and Liang, 2001). Our result about the negative relation between dividend yield and Long holder continues to hold in this speciﬁcation. This result is also robust to the inclusion of cash balances, to an alternative measure of size (logarithm of book value of assets), and to an alternative measure of growth, calculated as the annual percentage increase in assets (see Fama and French, 2002). To ensure that our results with respect to dividend yield represent the impact of CEO over conﬁdence on dividends and not just its impact on equity value, we use two alternative measures of dividend payout. The ﬁrst equals the ratio of dividends to earnings (i.e., income before extraordinary items). This measure represents the traditional dividend payout ratio. This measure has a negative value for many observations that have negative earnings. In addition, the much higher volatility of earnings (relative to dividends) causes this measure to assume some very large values. To obtain a meaningful estimate of the effect of CEO over conﬁdence on dividend policy, we drop those observations where the payout is either negative or greater than one (which corresponds to about the 95th percentile). The negative relation between dividend payout and the various measures of CEO over conﬁdence continues to hold with this measure of

0/5000

Từ: -

Sang: -

Kết quả (Việt) 1: [Sao chép]

Sao chép!

Kết quả thực nghiệm4.1. mặt cắt phân tíchTrước tiên, chúng tôi cung cấp véc so sánh giữa subsample phong với người giữ dài = 1 (trên conﬁdent CEO) và rằng của phong với người giữ dài = 0 hợp lý CEO và hơn conﬁdent CEO với tùy chọn insufﬁciently sâu trong tiền). Tiếp theo, chúng tôi thực hiện một phân tích đa biến bởi ước tính một mô hình tobit ngẫu nhiên ảnh hưởng của thanh toán cổ tức như là một chức năng của CEO trên conﬁdence và các biến điều khiển thảo luận ở trên. Bằng cách sử dụng một phân tích đa biến tobit, chúng ta xem xét tác động biên của CEO trên conﬁdence về chính sách cổ tức trong khi kiểm soát cho các yếu tố có liên quan khác. Chúng tôi kiểm soát cho các ngành công nghiệp hiệu ứng trong tất cả các mô hình. Chúng tôi ước tính mô hình tobit bằng cách sử dụng những quan sát mà dữ liệu có sẵn trên tất cả các biến.Thống kê tóm tắt trong bảng 1 cho thấy rằng dài chủ CEO đại diện cho khoảng 21% của các quan sát. Năng suất cổ tức, chúng tôi biến chính của quan tâm, là hơi thấp hơn cho phong với CEO dài chủ (ví dụ, overconﬁdent). Ngoài ra, phong với dài chủ CEO có một quyền sở hữu cao tùy chọn CEO, một nhiệm kỳ CEO cao và giá trị cao hơn có nghĩa là tất cả conﬁdent. Các Hiệp hội giữa dài chủ và CEO tùy chọn quyền sở hữu/nhiệm kỳ có khả năng phát sinh máy móc cho việc xây dựng các biện pháp dài chủ. Chúng tôi kiểm soát cho các biến trong phân tích thực nghiệm của chúng tôi. Sự tương quan giữa dài chủ và tất cả conﬁdent là 0.0542. Dài chủ đại diện cho một hiệu ứng CEO ﬁxed và giả định một giá trị ﬁxed 1 hoặc 0 trong suốt thời gian mẫu. Tất cả conﬁdent cũng có thể giả định một giá trị 1 hoặc 0. Tuy nhiên, giá trị này có thể thay đổi mỗi năm và có thể giải thích sự tương quan thấp giữa dài chủ và tất cả conﬁdent qua thời gian.Tiếp theo, chúng tôi ước tính một mô hình tobit ngẫu nhiên ảnh hưởng của thanh toán cổ tức trên dữ liệu bảng điều khiển cho phong mẫu của chúng tôi. Biến độc lập là quyền sở hữu chứng khoán, giao cho tùy chọn, dài chủ, phát triển, tiền mặt ﬂow, bản ghi của bán hàng, và tài sản hữu hình. Kết quả từ Model 1 trong bảng 2 cho thấy rằng mức độ thanh toán cổ tức tiêu cực liên quan đến dài chủ, phát triển, quyền sở hữu chứng khoán, và giao cho tùy chọn. Coefﬁcients trên các biến độc lập thống kê là signiﬁcant ở mức 1%. Các kết quả cũng cho thấy rằng mức độ thanh toán cổ tức tích cực liên quan đến tài sản hữu hình và để tiền mặt ﬂow. Coefﬁcients trên cả hai biến là thống kê signiﬁcant ở mức 1%. Những kết quả này là phù hợp với trước bằng chứng (xem Fama và Pháp, 2001, 2002; Fenn và lương, năm 2001; Smith và Watts, 1992). Coefﬁcient tích cực trên tài sản hữu hình cho thấy rằng phong thấp thông tin asymmetry trả cổ tức cao. ﬁnding này là phù hợp với những tác động của các mô hình (1984) Myers và Majluf nhưng không phù hợp với các mô hình tín hiệu. Cuối cùng, coefﬁcient trên Nhật ký của bán hàng không phải là ý nghĩa thống kê signiﬁcant cấp độ thông thường.Coefﬁcient tiêu cực trên dài chủ cho thấy rằng mức độ thanh toán cổ tức tiêu cực liên quan đến mức độ của CEO trên conﬁdence và phù hợp với chúng tôi dự đoán testable chính (giả thuyết 1).Tầm quan trọng của coefﬁcient ngày dài chủ, đại diện cho các hiệu ứng biên của CEO trên conﬁdence, là 0.0039, mà là về một thứ sáu của năng suất cổ tức Trung bình được báo cáo trong bảng 1. Như là một minh hoạ của signiﬁcance kinh tế của coefﬁcient này, xem xét việc chia cổ tức cổ tức có nghĩa là năng suất của $2,60 cho một cổ phiếu đã ghi ở $100. Việc chia cổ tức của một ﬁrm tương tự do một người giữ dài tổng giám đốc, Trung bình, sẽ là khoảng 39 cent thấp $ 2.2Trong mô hình 2, chúng tôi sử dụng trước và sau dài chủ, thay cho biến dài chủ. Kết quả tổng thể chất lượng tương tự như trong mô hình 1. Coefﬁcient trên chủ sau dài, Tuy nhiên, là lớn hơn độ và có mạnh mẽ hơn signiﬁcance thống kê hơn trên biến trước dài chủ. Các kết quả từ này reﬁnement trong sinh mô hình của chúng tôi đề nghị rằng tác động của trên conﬁdence về chính sách cổ tức xuất hiện để mạnh mẽ hơn sau khi CEO đã trưng bày trên conﬁdence bởi trì hoãn lựa chọn tập thể dục.Chúng tôi kiểm soát cho nhiệm kỳ CEO, đòn bẩy ﬁrm trong mô hình 3 và 4. Thống kê tóm tắt trong bảng 1 cho thấy rằng dài chủ CEO có một nhiệm kỳ dài hơn trung bình với ﬁrm, cho thấy rằng mối quan hệ giữa các thanh toán dài của chủ sở hữu và cổ tức có thể được thúc đẩy bởi một mối quan hệ giữa CEO nhiệm kỳ thanh toán cổ tức. Đòn bẩy đã được ghi nhận là tiêu cực liên kết với cổ tức (Fama và Pháp, năm 2002; Fenn và lương, 2001), vì vậy chúng tôi kiểm soát cho đòn bẩy, mặc dù nó không phải là ngoại sinh. Chúng tôi tính toán leverage là tỷ lệ tổng nợ dài hạn cộng với số tiền nợ dài hạn trong trách nhiệm pháp lý hiện tại để cuốn sách giá trị của tài sản. Kết quả của mô hình ngẫu nhiên ảnh hưởng tobit, trình bày trong mô hình 3 của bảng 2, chỉ ra rằng mối quan hệ tiêu cực giữa dài chủ và thanh toán cổ tức là mạnh mẽ để bao gồm cả nhiệm kỳ CEO và đòn bẩy. Coefﬁcient ngày nhiệm kỳ CEO là phòng không signiﬁcant và gợi ý rằng nhiệm kỳ CEO đã không ảnh hưởng chính sách cổ tức. Coefﬁcient tiêu cực và signiﬁcant vào đòn bẩy là phù hợp với ﬁndings Fama và tiếng Pháp (2002) và trong Fenn và lương (2001). Khi chúng tôi thay thế dài chủ với chủ sở hữu trước dài và sau dài chủ, chúng tôi có được các kết quả chất lượng tương tự trong Mẫu 4.4.1.1. quan hệ nhân quảMột lời giải thích khác cho mối quan hệ tiêu cực mà chúng tôi tài liệu giữa dài chủ và thanh toán cổ tức là một thanh toán cổ tức thấp được kết hợp với một sự suy giảm giá cổ phiếu nhỏ hơn, làm giảm giá trị thực hiện lựa chọn cổ phiếu trước đó. Vì vậy, tổng giám đốc của một ﬁrm với một thanh toán cổ tức thấp là nhiều khả năng trì hoãn lựa chọn tập thể dục và là identiﬁed như là dài giữ. Đảo ngược-quan hệ nhân quả này cho thấy rằng sự khác biệt trong cổ tức chính sách trên toàn phong được thúc đẩy bởi một yếu tố ngoại sinh bỏ qua từ chúng tôi phân tích thực nghiệm và hành vi của CEO lựa chọn tập thể dục đáp ứng chính sách cổ tức. Sau ba lý do đề nghị của chúng tôi ﬁndings không dẫn đến từ đảo ngược quan hệ nhân quả.Đầu tiên, hình 2 cho thấy chúng tôi ước tính của các ranh giới tập thể dục tối ưu tùy chọn, dựa trên các giả định của Hall và Murphy (2002), đối với ba trường hợp: không có cổ tức, cổ tức yield 2,34% (trung bình cho Long-chủ CEO) và năng suất cổ tức 2,6% (có nghĩa là cho phòng không dài chủ CEO).18 đó là chút sự khác biệt giữa ngưỡng ness tiền cho các trường hợp hai sau này cho thấy rằng việc thực hiện tùy chọn bị trì hoãn dài chủ CEO không xuất hiện để được gây ra bởi thấp hơn thanh toán cổ tức.Thứ hai, kết quả trong bảng 2 cho thấy tầm quan trọng của coefﬁcient vào biến sau dài chủ là khoảng 2,6 lần lớn như vậy trên biến trước dài chủ. Lưu ý rằng các trước và sau dài chủ biến đại diện cho một sự chia rẽ của biến dài chủ cho một ﬁrm nhất định trên toàn thời gian. Nếu hành vi tùy chọn-tập thể dục của CEO là lái xe của thanh toán cổ tức của một ﬁrm, sau đó không nên có sự khác biệt có hệ thống trong mối quan hệ giữa trên thanh toán conﬁdence và chia cổ tức năm trước và sau dài chủ.Cuối cùng, chúng tôi sử dụng một biện pháp thay thế của CEO trong conﬁdence mà dựa trên các đặc tính của Tổng Giám đốc của báo chí. Chúng tôi ước tính một mô hình tobit ngẫu nhiên ảnh hưởng của cổ tức thanh toán với conﬁdent tất cả, các biện pháp dựa trên báo chí của CEO trên conﬁdence. Phần còn lại của các biến giải thích đều như mô hình 1, vận động viên bóng bàn 2. Kết quả theo mô hình 1 trong bảng 3 chỉ ra rằng coefﬁcient ngày conﬁdent tất cả là tiêu cực và signiﬁcant ở mức 1%. Kể từ khi báo chí đề cập đến CEO dường như không bị ảnh hưởng bởi chính sách cổ tức, kết quả này quy định ra quan hệ nhân quả đảo ngược và gợi ý rằng chúng tôi ﬁnding đối với dài chủ khả năng có thể đại diện cho tác dụng quan hệ nhân quả của CEO trên conﬁdence về chính sách cổ tức. Chúng tôi cũng kiểm soát cho tổng số đề cập đến CEO và nhiều ﬁndings của chúng tôi vẫn còn mạnh mẽ như diễn tả trong mô hình 2. Chúng tôi cũng kiểm soát cho nhiệm kỳ CEO, đòn bẩy ﬁrm trong mô hình 3 và 4 và nhiều kết quả của chúng tôi đối với mối quan hệ giữa tất cả các thanh toán conﬁdent và cổ tức vẫn còn chất lượng tương tự.4.1.2. độ chắc chắn kiểm traIn untabulated analyses, we estimate a random-effects tobit model with an R&D intensity variable in place of the growth variable. We calculate R&D intensity as the ratio of R&D expenditures to book value of assets. However, R&D expenditures are available for only 60% of the observations. We again obtain a negative relation between dividend payout and Long holder in this speciﬁcation. We also employ an alternative measure of cash ﬂow: operating income before depreciation less capital expenditures, scaled by the book value of assets (as in Fenn and Liang, 2001). Our result about the negative relation between dividend yield and Long holder continues to hold in this speciﬁcation. This result is also robust to the inclusion of cash balances, to an alternative measure of size (logarithm of book value of assets), and to an alternative measure of growth, calculated as the annual percentage increase in assets (see Fama and French, 2002). To ensure that our results with respect to dividend yield represent the impact of CEO over conﬁdence on dividends and not just its impact on equity value, we use two alternative measures of dividend payout. The ﬁrst equals the ratio of dividends to earnings (i.e., income before extraordinary items). This measure represents the traditional dividend payout ratio. This measure has a negative value for many observations that have negative earnings. In addition, the much higher volatility of earnings (relative to dividends) causes this measure to assume some very large values. To obtain a meaningful estimate of the effect of CEO over conﬁdence on dividend policy, we drop those observations where the payout is either negative or greater than one (which corresponds to about the 95th percentile). The negative relation between dividend payout and the various measures of CEO over conﬁdence continues to hold with this measure of

đang được dịch, vui lòng đợi..

Kết quả (Việt) 2:[Sao chép]

Sao chép!

K
4.1. Phân tích c
đầ fi rms v fi CEO dent) và c fi rms v fi CEO dent v fi ciently sâu trong ti Ti fi dence và các bi B fi dence v Chúng tôi ki Chúng tôi
Các s C fi rms v fi dent) CEO. Ngoài ra, fi rms v fi v Các hi Chúng tôi ki M fi dent là 0,0542. Lâu ch fi hi fi giá tr T fi v fi . dent theo th
ti - hi fi rms. Các bi fl ow, nh Các k Các coef fi cients các bi fi không th K fl ow. Các coef fi cients trên c fi không th Các k Vi fi cient vào tài s fi rms v Đ fi nding là phù h Cu fi cient trên nh fi không th
Nh fi cient Long gi fi dence và phù h fi cient Long ch fi dence, là 0,0039, - th fi cance c fi cient, hãy xem xét vi M fi rm d
Trong mô hình 2, chúng tôi s - và B - lâu ch K fi cient B - Dài gi fi cance h - bi Các k fi nement trong mô hình c fi cation cho r fi dence v fi dence b
Chúng tôi ki fi rm fi rm, cho th T Chúng tôi tính toán - n - h K - hi Các coef fi cient v fi không th Nh fi không th fi cient v fi ndings trong Fama và French (2002) và trong Fenn và Liang (2001). Khi chúng ta thay th - Dài gi - lâu ch 4.1.1. Quan h M Do fi rm v fi ed nh Ng - nhân qu fi rms ' hành vi l Ba lý do sau fi ndings không sinh ra t Đầ 2 cho th Th fi cient trên bài vi - bi - bi L - và các bài vi - bi fi rm qua th N - hành vi t fi rm, sau fi dence và chi tr - và vi - ng Cu fi dence Chúng tôi - hi fi dent, báo chí - đ fi dence. Ph fi cient trên TOTAL con fi v fi không th K fi nding fi dence v Chúng ta ki fi nd mà chúng tôi fi ndings v fi rm fi nd mà k fi dent và chi tr 4.1.2. Ki Trong các phân tích untabulated, chúng tôi Chúng tôi tính toán c Tuy nhiên, chi phí R & D có s Chúng tôi m fi cation. Chúng tôi c fl ow: ho K fi cation. K Để đả fi dence trên c Các fi đầ Bi Bi Ngoài ra, s Để fi dence v Các m fi dence v

đang được dịch, vui lòng đợi..

Kết quả (Việt) 3:[Sao chép]

Sao chép!

đang được dịch, vui lòng đợi..

Các ngôn ngữ khác

Hỗ trợ công cụ dịch thuật: Albania, Amharic, Anh, Armenia, Azerbaijan, Ba Lan, Ba Tư, Bantu, Basque, Belarus, Bengal, Bosnia, Bulgaria, Bồ Đào Nha, Catalan, Cebuano, Chichewa, Corsi, Creole (Haiti), Croatia, Do Thái, Estonia, Filipino, Frisia, Gael Scotland, Galicia, George, Gujarat, Hausa, Hawaii, Hindi, Hmong, Hungary, Hy Lạp, Hà Lan, Hà Lan (Nam Phi), Hàn, Iceland, Igbo, Ireland, Java, Kannada, Kazakh, Khmer, Kinyarwanda, Klingon, Kurd, Kyrgyz, Latinh, Latvia, Litva, Luxembourg, Lào, Macedonia, Malagasy, Malayalam, Malta, Maori, Marathi, Myanmar, Mã Lai, Mông Cổ, Na Uy, Nepal, Nga, Nhật, Odia (Oriya), Pashto, Pháp, Phát hiện ngôn ngữ, Phần Lan, Punjab, Quốc tế ngữ, Rumani, Samoa, Serbia, Sesotho, Shona, Sindhi, Sinhala, Slovak, Slovenia, Somali, Sunda, Swahili, Séc, Tajik, Tamil, Tatar, Telugu, Thái, Thổ Nhĩ Kỳ, Thụy Điển, Tiếng Indonesia, Tiếng Ý, Trung, Trung (Phồn thể), Turkmen, Tây Ban Nha, Ukraina, Urdu, Uyghur, Uzbek, Việt, Xứ Wales, Yiddish, Yoruba, Zulu, Đan Mạch, Đức, Ả Rập, dịch ngôn ngữ.