4.2. Dividend changes: analysis of

4.2. Dividend changes: analysis of stock market effects
We use a standard market-model methodology to measure the impact of dividend-increase announcements on the stock price of announcing firms.23. To enhance the likelihood of a notable unexpected component in the announcements, we only include announcements of dividend increases of at least 10%. The lower bound of 10% ensures that the dividend increase is economically significant. This approach is consistent with the extant body of research on dividend changes. For instance, Grullon et al. (2002) examine the frequency distribution of dividend changes and argue that the lower bound of 12.5% or 10% seems to be the best in terms of including big dividend changes. They also argue that dividend changes of at least 12.5% (or 10%) are likely to be categorized as surprises (or unexpected changes) regardless of the underlying dividend expectation model. To the extent that our lower bound of 10% may also include dividend increases that are not unexpected, we introduce a bias against finding both statistically and economically significant relations between the stock-market response and the variables we use.
We identify 899 dividend-increase announcements from CRSP over our sample period, 1980–1994. We use data from CRSP to estimate the market-model parameters. The estimation period is 255 days and ends 46 trading days before the announcement date. We compute cumulative abnormal returns (CARs) over a three-day window that begins the day before and ends the day after the announcement date. We estimate a market model using the CRSP value-weighted index. The (untabulated) results from the market model indicate that both the mean and the median three-day cumulative abnormal return are significantly positive, consistent with previous findings.
As Section 2.8 suggests, an announcement of a dividend change provides information on both the project quality and the level of CEO over confidence. A dividend-increase announcement conveys information that the project quality is poorer (implying a stock price decrease) and/or that the CEO is less overconfident implying lower overinvestment (and a higher stock price). One explanation of the positive average stock market response to dividend-increase announcements offered by our model is that these announcements may be more informative about CEO over confidence than about investment opportunities.
Our objective, however, is to examine the relation between the uncertainty about CEO over confidence and the stock-market response to dividend-increase announcements. Investors can ascribe over confidence with a greater likelihood for Post-Long holder CEOs as they have been observed to hold options that are 40% or more in the money with less than a year to expiration. Investors cannot distinguish among overconfident and rational CEOs with much certainty if they have not been classified as Post-Long holder. Thus, the Post-Long holder variable is negatively related to uncertainty about CEO over confidence.
We estimate a regression model in which the dependent variable is the three-day CAR based on the CRSP value-weighted index. The independent variables include stock ownership, vested options, Post- Long holder, growth, cash flow, log of sales, tangible assets, and the percentage increase in dividends. Given the strong and robust relation that we document between CEO over confidence and the level of the dividend payout, it is conceivable that the sensitivity of the stock price response to the magnitude of the dividend increase differs between overconfident and rational CEOs. We allow for this possibility by including the product of Post-Long holder and the percentage increase in dividends as an independent variable in our regression model. Some firms in our sample make multiple announcements of a dividend increase in a given year. Announcements subsequent to the first one may differ from the first announcement in terms of incremental information and the consequent stock price response. We include a dummy variable (Multiple Ann) for announcements beyond the first announcement in a given year and also interact this variable with Post-Long holder in our regression model.
The results are reported in Table 5 and the t statistics are based on standard errors clustered by firm. The results in Model 1 indicate that the coefficient on Post-Long holder is negative and significant (p = 0.03). This finding is consistent with Hypothesis 3. That is, a dividend increase announcement in firms with Post-Long holder CEOs conveys relatively more information about (poorer) project quality while a dividend increase announcement in the other firms conveys relatively more information about the level of CEO over confidence. Thus, the magnitude of the positive reaction to the dividend-increase announcement is lower for firms managed by Post-Long holder CEOs.24. This result is robust to the inclusion of both industry and year effects (p = 0.055). For completeness, we also estimate another regression model by including Pre-Long holder. We do not expect the coefficient on Pre-Long holder to be significant as investors cannot distinguish between a Long holder and a non-Long holder in the Pre- Long holder years of the overconfident CEO. The rest of the independent variables are the same as those in Model 1. The results in Model 2 indicate that the coefficient on Post-Long holder is negative and significant (p = 0.035) while the coefficient on Pre-Long holder is non-significant. CEO tenure may impact investors’ expectations of a dividend increase and the stock price response to a dividend increase. We find that our result with respect to Post-Long holder in Model 1 is robust to inclusion of CEO tenure as a control variable, whose coefficient is negative but not significant
In Models 1 and 2, we compare the stock price response in the Post-Long holder years to that for the rest of the observations. The comparison group comprises both non-Long holder CEOs and Long holder CEOs in their Pre-Long holder years. We also test Hypothesis 3 by focusing only on Long holder CEOs (Long holder = 1). For a Long holder CEO, the uncertainty about CEO over confidence should be lower in Post-Long holder years than in the Pre-Long holder years. We estimate another regression model by restricting our sample to announcements made by Long holder CEOs in their Pre-Long holder or Post-Long holder years. This screen reduces the sample size by about 80%. Our results, however, do not change qualitatively and the magnitude of the stock price increase is smaller for Post-Long holder CEOs (p = 0.068). Our results are qualitatively similar when we exclude observations where Pre-Long- holder = 1. In other words, we restrict our sample to observations with Post-Long holder = 1 or with Long holder = 0 and find that the coefficient on Post-Long holder is negative and significant (p = 0.03).
In Table 5, we document that the magnitude of the positive reaction to the dividend-increase announcement is lower for firms managed by Post-Long holder CEOs. However, the positive coefficients on interactive terms suggest that this difference in the stock price response is mitigated when the dividend increase is very large or when a firm announces multiple large dividend increases in a year. Very large or multiple large dividend increases in a year represent extreme events that may cause investors to reassess the level of CEO over confidence, regardless of whether the CEO is a Post-Long holder. When we test Hypothesis 3 in Table 5, we assume that there is less uncertainty about over confidence of Post-Long holder CEOs and hence there is little revision of beliefs about over- confidence when these CEOs increase dividends. However, the Post-Long holder variable is a noisy measure of over confidence. Therefore, a very large dividend increase may result in a revision of investors’ beliefs about CEO over confidence and may explain the smaller differential in the stock price response (between Post-Long holder and other CEOs) for very large dividend increases.
We identify such events with an indicator variable that equals one for dividend increases greater than 50% (representing the 95th percentile) or for multiple dividend increases by a firm in a year. We estimate the model in Table 5 by including this variable and its interaction with Post-Long holder as independent variables along with stock ownership, vested options, Post-Long holder, growth, cash flow, log of sales, and tangible assets. The coefficient on Post-Long holder is negative and statistically significant at the 10% level (p = 0.077), confirming that the stock price response to dividend increases, which are not extreme, is smaller for firms with less uncertainty about CEO over confidence.

Kết quả (Việt) 1:

4.2. cổ tức thay đổi: phân tích của thị trường chứng khoán hiệu ứngChúng tôi sử dụng một phương pháp thị trường-mô hình tiêu chuẩn để đo lường tác động của thông báo cổ tức-tăng trên giá cổ phiếu của thông báo firms.23. Để tăng cường khả năng của một thành phần không mong muốn đáng chú ý trong các thông báo, chúng tôi chỉ bao gồm các thông báo của cổ tức tăng tối thiểu 10%. Ràng buộc thấp hơn 10% đảm bảo rằng sự gia tăng cổ tức là kinh tế significant. Cách tiếp cận này là phù hợp với cơ thể còn sinh tồn của các nghiên cứu về những thay đổi cổ tức. Ví dụ, Grullon et al. (2002) kiểm tra phân phối tần số thay đổi cổ tức và tranh luận ràng buộc thấp hơn 12.5% hoặc 10% có vẻ là tốt nhất trong điều khoản của bao gồm các cổ tức lớn thay đổi. Họ cũng lập luận rằng cổ tức thay đổi tối thiểu 12,5% (hoặc 10%) có khả năng được phân loại là ngạc nhiên (hoặc thay đổi bất ngờ) bất kể các mô hình kỳ vọng cổ tức nằm bên dưới. Đến mức mà chúng tôi ràng buộc thấp hơn 10% cũng có thể bao gồm cổ tức tăng mà không phải là bất ngờ, chúng tôi giới thiệu một thiên vị chống lại finding cả hai thống kê và kinh tế significant quan hệ giữa các phản ứng thị trường chứng khoán và các yếu tố chúng tôi sử dụng.Chúng tôi xác định 899 cổ tức-tăng thông báo từ CRSP trong giai đoạn mẫu của chúng tôi, 1980-1994. Chúng tôi sử dụng dữ liệu từ CRSP để ước tính các thông số mô hình thị trường. Giai đoạn dự toán là 255 ngày và kết thúc 46 ngày giao dịch trước ngày thông báo. Chúng tôi tính toán lợi nhuận bất thường tích lũy (ô tô) trong một cửa sổ ba ngày trước ngày bắt đầu và kết thúc ngày kể từ ngày thông báo. Chúng tôi ước tính một mô hình thị trường bằng cách sử dụng chỉ số trọng giá trị CRSP. Kết quả (untabulated) từ các mô hình thị trường chỉ ra rằng cả hai trung bình và trung bình ba ngày tích lũy bất thường trả lại là significantly tích cực, phù hợp với findings trước đó.Như phần 2,8 cho thấy, một thông báo của một sự thay đổi cổ tức cung cấp thông tin về chất lượng dự án và mức độ của CEO trên confidence. Thông báo cổ tức-tăng truyền tải thông tin chất lượng dự án là nghèo (ngụ ý một giảm giá cổ phiếu) và/hoặc CEO là ít hơn overconfident ngụ ý overinvestment thấp hơn (và giá cổ phiếu cao). Một lời giải thích của các phản ứng tích cực thị trường chứng khoán Trung bình để chia cổ tức-tăng thông báo được cung cấp bởi mô hình của chúng tôi là những thông báo có thể thêm thông tin về CEO trên confidence hơn về cơ hội đầu tư.Mục tiêu của chúng tôi, Tuy nhiên, là để kiểm tra mối quan hệ giữa sự không chắc chắn về CEO trên confidence và đáp ứng thị trường chứng khoán để chia cổ tức-tăng thông báo. Nhà đầu tư có thể ascribe trên confidence với một khả năng lớn hơn cho đăng bài dài chủ CEO như họ đã được quan sát để giữ tùy chọn có 40% hoặc nhiều hơn trong tiền ít hơn một năm để hết hạn. Nhà đầu tư không thể phân biệt giữa overconfident và CEO hợp lý chắc chắn nhiều nếu họ chưa là classified như sau dài chủ. Vì vậy, các biến sau dài chủ tiêu cực liên quan đến sự không chắc chắn về CEO trên confidence.Chúng tôi ước tính một mô hình hồi quy trong đó phụ thuộc vào biến là ba ngày xe dựa trên chỉ số trọng giá trị CRSP. Biến độc lập bao gồm quyền sở hữu chứng khoán, giao cho tùy chọn, sau dài chủ, phát triển, tiền mặt flow, bản ghi của các tài sản hữu hình bán hàng, và tỷ lệ phần trăm tăng trong cổ tức. Cho quan hệ mạnh mẽ và mạnh mẽ rằng chúng tôi tài liệu giữa các CEO trên confidence và mức độ thanh toán cổ tức, nó là conceivable rằng sự nhạy cảm của các phản ứng giá cổ phiếu với độ lớn của sự gia tăng cổ tức khác giữa overconfident và hợp lý CEO. Chúng tôi cho phép cho khả năng này bằng cách bao gồm các sản phẩm của người chủ sau dài và tăng tỷ lệ phần trăm trong cổ tức như là một biến độc lập trong mô hình hồi quy của chúng tôi. Một số phong trong mẫu của chúng tôi làm cho các thông báo nhiều của một sự gia tăng cổ tức trong một năm. Thông báo sau khi vòng một có thể khác nhau từ việc công bố chính trong điều khoản của gia tăng thông tin và phản ứng sau đó giá cổ phiếu. Chúng tôi bao gồm một biến giả (nhiều Ann) cho các thông báo vượt ra ngoài thông báo chính trong một năm và cũng có thể tương tác này biến với chủ sở hữu sau dài trong mô hình hồi quy của chúng tôi.Kết quả báo cáo trong bảng 5 và thống kê t được dựa trên tiêu chuẩn lỗi tập trung bởi firm. Kết quả trong mô hình 1 cho thấy rằng coefficient ngày sau dài chủ là tiêu cực và significant (p = 0,03). finding này là phù hợp với giả thuyết 3. Có nghĩa là, một thông báo tăng cổ tức trong phong với hậu dài chủ CEO truyền tải các thông tin tương đối thêm về (nghèo) dự án chất lượng trong khi truyền tải một thông báo tăng cổ tức trong phong khác tương đối thêm thông tin về mức độ của CEO trên confidence. Do đó, độ lớn của phản ứng tích cực thông báo cổ tức-tăng là thấp nhất phong được quản lý bởi hậu dài chủ CEOs.24. Kết quả này là mạnh mẽ để bao gồm cả hai ngành công nghiệp và năm hiệu ứng (p = 0.055). Cho đầy đủ, chúng tôi cũng ước tính một hồi quy mô hình bằng cách bao gồm các chủ sở hữu trước dài. Chúng tôi không mong đợi coefficient ngày trước dài chủ để là significant như nhà đầu tư không thể phân biệt giữa một người Long và một người giữ dài trong những năm chủ trước khi dài của overconfident CEO. Phần còn lại của các biến độc lập là giống như những người trong mô hình 1. Kết quả trong mô hình 2 cho thấy rằng coefficient ngày sau dài chủ là tiêu cực và significant (p = 0,035) trong khi coefficient ngày trước dài chủ là phòng không significant. CEO nhiệm kỳ có thể tác động đến nhà đầu tư mong đợi của một cổ tức tăng và các phản ứng giá cổ phiếu tăng cổ tức. Chúng tôi nhiều kết quả của chúng tôi đối với chủ sở hữu sau dài trong mô hình 1 là mạnh mẽ để bao gồm nhiệm kỳ CEO là một biến điều khiển, mà coefficient là tiêu cực nhưng không significantTrong mô hình 1 và 2, chúng tôi so sánh phản ứng giá cổ phiếu trong những năm sau dài chủ để mà cho phần còn lại của các quan sát. So sánh nhóm này bao gồm cả-Long chủ CEO và dài chủ CEO trong năm trước dài chủ của họ. Chúng tôi cũng kiểm tra giả thuyết 3 bằng cách tập trung chỉ trên dài chủ CEO (dài chủ = 1). Cho một người giữ dài CEO, sự không chắc chắn về CEO trên confidence nên thấp hơn trong những năm sau dài chủ hơn trong những năm trước dài chủ. Chúng tôi ước tính một hồi quy mô hình bằng cách hạn chế mẫu của chúng tôi để thông báo được thực hiện bởi dài chủ CEO của họ trước khi dài chủ hoặc sau dài chủ năm. Màn hình này làm giảm kích thước mẫu khoảng 80%. Kết quả của chúng tôi, Tuy nhiên, không thay đổi chất lượng và độ lớn của sự gia tăng giá cổ phiếu nhỏ cho đăng bài dài chủ CEO (p = 0.068). Kết quả của chúng tôi là chất lượng tương tự như khi chúng tôi loại trừ quan sát nơi trước dài chủ = 1. Nói cách khác, chúng tôi hạn chế mẫu của chúng tôi để quan sát với người giữ đăng bài dài = 1 hoặc với người giữ dài = 0 và nhiều coefficient ngày sau dài chủ là tiêu cực và significant (p = 0,03).Trong bảng 5, chúng tôi tài liệu đó tầm quan trọng của phản ứng tích cực thông báo cổ tức-tăng là thấp nhất phong được quản lý bởi hậu dài chủ CEO. Tuy nhiên, coefficients tích cực về các điều khoản tương tác cho thấy rằng sự khác biệt này trong phản ứng giá cổ phiếu giảm nhẹ khi tăng cổ tức là rất lớn hoặc khi một firm công bố nhiều chia cổ tức lớn tăng trong một năm. Rất lớn hoặc nhiều cổ tức lớn tăng trong một năm đại diện cho sự kiện cực mà có thể làm cho nhà đầu tư để đánh giá lại mức độ CEO trên confidence, bất kể cho dù CEO là một người giữ sau dài. Khi chúng tôi kiểm tra giả thuyết 3 trong bảng 5, chúng tôi cho rằng đó là ít chắc chắn hơn về hơn confidence của hậu dài chủ CEO và do đó có là các phiên bản nhỏ của niềm tin về hơn-confidence khi những CEO tăng cổ tức. Tuy nhiên, biến sau dài chủ là một biện pháp ồn ào của hơn confidence. Do đó, một sự gia tăng rất lớn cổ tức có thể dẫn đến một phiên bản của niềm tin nhà đầu tư về CEO trên confidence và có thể giải thích khác biệt nhỏ trong các phản ứng giá cổ phiếu (giữa chủ sở hữu sau dài và CEO khác) cho rất lớn cổ tức tăng.Chúng tôi xác định các sự kiện với một biến chỉ báo bằng một cho cổ tức tăng lớn hơn 50% (đại diện cho percentile 95) hoặc cho nhiều cổ tức tăng bởi firm một trong một năm. Chúng tôi ước tính các mô hình trong bảng 5 bằng cách bao gồm các biến này và tương tác của nó với người giữ sau dài như độc lập biến cùng với quyền sở hữu chứng khoán, giao cho tùy chọn, sau dài chủ, phát triển, tiền mặt flow, bản ghi của bán hàng, và tài sản hữu hình. Coefficient ngày sau dài chủ là tiêu cực và thống kê significant ở mức 10% (p = 0.077), confirming làm tăng phản ứng giá cổ phiếu để chia cổ tức, mà không phải là cực đoan, nhỏ hơn cho phong với ít sự không chắc chắn về CEO trên confidence.

Kết quả (Việt) 2:

4.2. Thay
Chúng tôi s - Ph - thông báo t fi rms.23. Để Gi fi không th Cách ti Ví d (2002) xem xét s H Trong ph fi nding c fi m - . ph
Chúng tôi xác - thông báo t - 1994. Chúng tôi s - thông s Th Chúng tôi tính toán l - c Chúng tôi - index tr The (untabulated) k - ngày tích l fi đ fi ndings.
Nh fi dence. M - thông báo t fi dent ng M - thông báo t fi dence h
M fi dence và ch - th - thông báo t Các nhà fi dence v - CEO dài gi Các nhà fi v fi ed nh - Dài gi Do - bi fi . dence
Chúng tôi - CAR ngày d - index tr Các bi - lâu ch fl ow, nh V fi dence và m fi v Chúng tôi cho phép kh - Dài ch M fi rms trong m Thông báo ti fi đầ fi đầ Chúng bao g fi thông báo - . Long gi
Các k fi rm. Các k fi cient B - Dài gi fi không th Đ fi nding là phù h fi rms v - CEO gi fi rms truy fi dence. Nh - thông báo t fi rms c - CEOs.24 dài gi K Để - Dài gi Chúng tôi không mong fi cient trên Pre - dài h fi không th - ng - ng fi CEO v Ph fi cient B - ng fi không th fi cient trên Pre - lâu ch - trong y fi không th Nhi ' mong Chúng tôi Fi N - Dài gi fi cient là tiêu c fi cant
Trong Mô hình 1 và 2, chúng ta so sánh giá c Các nhóm so sánh bao g Chúng tôi c Đố fi dence nên th - n - Dài gi Chúng tôi - ng - ng Màn hình này làm gi K - Dài gi K - dài - gi - Dài gi fi nd r fi cient trên Bài vi - Dài gi fi . cant (p = 0.03)
Trong b - thông báo t fi rms c - CEO dài gi Tuy nhiên, các coef d fi cients v fi rm thông báo nhi R fi dence, b - Dài gi Khi chúng tôi ki fi dence B - CEO dài ch - con fi dence khi các CEO t Tuy nhiên, các bài vi - bi fi dence. Vì v ' ni fi dence và có th - Dài ch
Chúng tôi xác fi rm trong m Chúng tôi - Dài gi - lâu ch fl ow, nh Các coef fi cient B - ng fi không th fi rming r fi rms v fi dence.