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

Kết quả (Việt) 1:

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.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 checksIn 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

Kết quả (Việt) 2:

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