4.1.1. CausalityAn alternative expl

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 dividend payout. The second alternative measure of dividend payout equals the ratio of dividends to operating income before depreciation (i.e., EBITDA). We drop those observations where the payout is either negative or greater than the 99th percentile. Again, the negative relation between dividend payout and the various measures of CEO over confidence continues to hold with this measure of dividend payout.
In all the models, a likelihood ratio test strongly rejects a tobit model on pooled data in favor of a random-effects specification. We test for collinearity by computing the variance inflation factors for the independent variables used in Model 1, Table 2. The highest value for the variance inflation factor is 1.72 with an average value of 1.20 across all the variables. The low value for the variance inflation factors indicates that collinearity is not a problem in our data. Our data indicate that the Long holder variable does not appear to be concentrated in either the earlier or the later part of our sample period. Therefore, it is unlikely that the Long holder variable acts as a proxy for a time effect. Nonetheless, we estimate all our models with year effects. We find that all our results with respect to the relation between CEO over confidence and dividends replicate with the inclusion of year effects
We perform a test to show that the negative association between CEO over confidence and dividends is not merely a replication of the positive association between CEO over confidence and investment, documented in Malmendier and Tate (2005). We estimate the random effects Tobit model in Model 1, Table 2 by controlling for investment spending. We calculate investment spending as the ratio of the sum of capital expenditures and R&D expenditures to book value of assets. We set R&D expenditures to zero if it is missing. The negative relation between Long holder and dividends remains robust to the inclusion of investment spending.
To isolate any independent effect of firm age or volatility of cash flows on dividend policy, we include firm age and volatility, calculated as the coefficient of variation of the firm’s past operating cash flows, in our regression specification. Our unreported results show that the negative relation between CEO over confidence and dividends is unchanged with these additional controls. Thus, our result that overconfident CEOs pay lower dividends cannot be explained by variation in firm characteristics such as age and cash flow volatility. Superior past firm performance combined with self-attribution bias may cause a CEO to become overconfident. To ensure that the relation between CEO over confidence and dividends does not manifest a relation between dividends and past firm performance, we estimate our models by controlling for past performance. The relation between dividends and various measures of over confidence re- mains robust to the addition of lagged sales growth or lagged percentage change in the market value of equity. However, we cannot eliminate the possibility that both CEO over confidence and dividends may be endogenously determined by some other omitted variable.

Kết quả (Việt) 1:

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 dividend payout. The second alternative measure of dividend payout equals the ratio of dividends to operating income before depreciation (i.e., EBITDA). We drop those observations where the payout is either negative or greater than the 99th percentile. Again, the negative relation between dividend payout and the various measures of CEO over confidence continues to hold with this measure of dividend payout.Trong tất cả các mô hình, một thử nghiệm tỷ lệ khả năng mạnh mẽ bác bỏ một mô hình tobit trên những dữ liệu trong lợi của một sinh ngẫu nhiên tác dụng. Chúng tôi kiểm tra cho collinearity bằng cách tính toán các yếu tố phương sai inflation cho các biến độc lập được sử dụng trong mô hình 1, vận động viên bóng bàn 2. Giá trị cao nhất cho các yếu tố phương sai inflation là 1,72 với một giá trị trung bình của 1,20 trên tất cả các biến. Giá trị thấp cho các yếu tố phương sai inflation chỉ ra rằng collinearity không phải là một vấn đề trong dữ liệu của chúng tôi. Dữ liệu của chúng tôi cho thấy rằng biến dài chủ không xuất hiện để được tập trung tại hoặc trước đó hoặc phần sau của giai đoạn mẫu của chúng tôi. Do đó, nó không chắc rằng biến dài chủ hoạt động như một proxy cho một hiệu ứng thời gian. Tuy nhiên, chúng tôi ước tính tất cả các mô hình của chúng tôi với hiệu ứng năm. Chúng tôi nhiều mà tất cả các kết quả của chúng tôi đối với mối quan hệ giữa Tổng Giám đốc trong confidence và cổ tức sao chép với sự bao gồm của năm hiệu ứngChúng tôi thực hiện một bài kiểm tra để thấy rằng các Hiệp hội tiêu cực giữa Tổng Giám đốc trong confidence và cổ tức không phải là chỉ đơn thuần là một bản sao của liên kết tích cực giữa các CEO trên confidence và đầu tư, tài liệu trong Malmendier và Tate (2005). Chúng tôi ước tính mô hình Tobit hiệu ứng ngẫu nhiên trong mô hình 1, vận động viên bóng bàn 2 bằng cách kiểm soát cho đầu tư chi tiêu. Chúng tôi tính toán đầu tư chi tiêu như tỷ lệ số tiền của các chi phí vốn và chi tiêu R & D để cuốn sách giá trị của tài sản. Chúng tôi thiết lập R & D chi phí không nếu nó là mất tích. Mối quan hệ tiêu cực giữa dài chủ và cổ tức vẫn mạnh mẽ để sự bao gồm của đầu tư chi tiêu.Để cô lập bất kỳ tác dụng độc lập firm tuổi hoặc bay hơi của tiền mặt flows về chính sách cổ tức, chúng tôi bao gồm firm tuổi và bay hơi, tính dưới dạng coefficient biến thể của firm qua hoạt động tiền mặt flows, trong chúng tôi sinh hồi quy. Chúng tôi kết quả không được báo cáo cho thấy rằng mối quan hệ tiêu cực giữa Tổng Giám đốc trong confidence và cổ tức là không thay đổi với các công cụ bổ sung. Vì vậy, chúng tôi kết quả overconfident CEO trả cổ tức thấp không thể được giải thích bởi sự thay đổi trong firm đặc điểm chẳng hạn như tuổi và tiền mặt flow bay hơi. Superior qua hiệu suất firm kết hợp với thiên vị tự ghi có thể gây ra một CEO để trở thành overconfident. Để đảm bảo rằng mối quan hệ giữa Tổng Giám đốc trong confidence và cổ tức không biểu hiện một mối quan hệ giữa cổ tức và hiệu suất firm trước đây, chúng tôi ước tính mô hình của chúng tôi bằng cách kiểm soát cho hiệu suất trước đây. Mối quan hệ giữa cổ tức và các biện pháp khác nhau trên confidence re-nguồn mạnh mẽ cho việc bổ sung các lagged bán hàng tăng trưởng hoặc lagged tỷ lệ phần trăm thay đổi trong giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu. Tuy nhiên, chúng ta không thể loại bỏ khả năng rằng cả hai CEO trên confidence và cổ tức endogenously có thể được xác định bởi một số biến bỏ qua khác.

Kết quả (Việt) 2:

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 Các bi Chúng tôi th M fi dence v
Trong t - tác speci fi cation. Chúng tôi ki fl y fl ation y Các giá tr fl y D Vì v Tuy nhiên, chúng tôi Chúng tôi Fi N fi dence và c
Chúng tôi th fi dence và c fi dence và Chúng tôi Chúng tôi tính toán chi Chúng tôi thi Các m
Để fi tu fl OWS v fi tu fi cient các bi fi rm ' ti fl OWS, trong h fi cation. K fi dence và c Nh fi CEO dent tr fi đặ fl ow bi Qua Superior fi hi - thiên v fi v Để đả fi dence và c fi hi M fi dence re - đ Tuy nhiên, chúng ta không th fi dence và c