Tóm tắt Luận án Nghiên cứu hành vi quá tự tin của nhà quản trị trong việc ra quyết định tài chính đối với các doanh nghiệp Việt Nam

loại và đánh giá các kết quả kinh tế. Sau này, Ritter (2003) bổ sung vào tiến trình mô tả để mô hình trở nên đầy đủ hơn. Một khái niệm khác được (Shefrin và Thaler, 1988) đưa ra là cấu trúc kiểu khung. Cấu trúc kiểu khung là một thuật ngữ khoa học xã hội bao gồm tập hợp các khái niệm và phương diện lý thuyết mô tả cách thức các chủ thể tổ chức, nhận thức, và tiếp cận với hiện thực. Con người có khuynh hướng đánh giá thấp giá trị của các sự kiện trong dài hạn và đặt nhiều quan tâm lên các trải nghiệm gần nhất (Ritter, 2003). Ngược lại với lệch lạc điển hình là lệch lạc bảo thủ. Khi mọi thứ thay đổi, con người có khuynh hướng chậm chạp trong việc tiếp nhận và cập nhật cái mới (Ritter, 2003). Hầu hết mọi người thể hiện những quan điểm lạc quan phi thực tế về khả năng và tiềm năng của chính họ (Weinstein, 1980). Đặc biệt, những doanh nhân hay các nhà điều hành cấp cao của doanh nghiệp được cho là dễ bị lệch lạc theo hướng quá tự tin. Ritter (2003) lấy ví dụ về sự đa dạng hóa quá thấp do khuynh hướng họ đầu tư quá nhiều vào nhưng gì mà họ cảm thấy quen thuộc. Barber và Odean (2001) phân tích hoạt động giao dịch của những người trên tài khoản môi giới chiết khấu và nhận thấy rằng, tính bình quân, con người giao dịch càng nhiều thì kết quả càng tệ. 2.1.3. Lệch lạc quá tự tin nhà quản trị trong lý thuyết tài chính hành vi Trong bối cảnh xã hội thực, mặc dù hầu hết các giám đốc doanh nghiệp đã được đào tạo nghiệp vụ về lý thuyết và có nhiều kinh nghiệm trong việc tham gia vào hoạt động điều hành hoạt động kinh doanh doanh nghiệp, vẫn có nhiều lý do cho việc họ 9 có thể đưa ra các quyết định thiếu lý trí. Con người thường không thể đưa ra phán đoán lý trí do nhân tố cảm xúc. Thậm chí nếu người giám đốc là lý trí hoàn hảo, họ cũng có thể không có đầy đủ các thông tin đáng tin cậy. Do đó, rất khó cho con người đưa ra kết luận hiệu quả về những gì họ quan sát được. Bối cảnh thực tế như thế là khác xa với giả thuyết về chủ thể kinh tế lý trí. Đây cũng là nguyên nhân chính lý giải tại sao các hành vi ra quyết định của các giám đốc doanh nghiệp thường thiếu lý trí và dẫn đến các lệch lạc trong quyết định. 2.2. Quá tự tin và quá tự tin của CEO Theo De Bondt và Thaler (1995), “Phát hiện về việc con người có tính quá tự tin có lẽ là phát hiện chặt chẽ nhất trong tâm lý học ra quyết định”. Malmendier và Tate (2005a) lưu ý rằng, các giám đốc mà đặc biệt là các giám đốc thuộc hàng ngũ cao cấp rất dễ bị ảnh hưởng bởi sự định chuẩn sai và tính lạc quan. Họ đối mặt với những tình thế phức tạp và trừu tượng - sự hiểu biết bị giới hạn, họ nhận thức được mức kiểm soát cao và họ thể hiện sự cam kết ở mức độ cao; tất cả những điều này làm họ rơi vào tình trạng quá tự tin. 2.3. Các tiếp cận đo lường sự quá tự tin của CEO Malmendier và Tate (2005a, 2005b, 2008) đề xuất 2 phương pháp tiếp cận trong việc đo lường sự quá tự tin của CEO. Phương pháp đầu tiên dựa trên lý luận về ‘niềm tin được bộc lộ’ (revealed beliefs) hay còn được gọi là đo lường quá tự tin dựa trên các quyền chọn và cổ phiếu (options and stocks-based measure of CEO overconfidence) và phương pháp thứ hai căn cứ vào cách những người bên ngoài cảm nhận về CEO hay còn được gọi là đo lường quá tự tin dựa trên thông tin báo chí (press-based measure of CEO overconfidence). 2.3.1. Đo lường quá tự tin dựa trên các quyền chọn và cổ phiếu Các thước đo quá tự tin theo phương pháp này gồm: Holder 67, Holder 150, Longholder và Net Buyer. CEO nắm giữ các quyền chọn vượt quá các ngưỡng hợp lý để thực hiện quyền chọn 67% hoặc 150%, đó là tiếp cận của thước đo Holder 67 hoặc Holder 150. CEO bằng mọi cách nắm giữ quyền chọn tới thời điểm đáo hạn sau 5 10 năm hoặc nắm giữ các quyền chọn vượt quá các ngưỡng định chuẩn hợp lý. Để xây dựng thước đo Net Buyer, Malmendier and Tate (2005) khai thác khuynh hướng mua thêm cổ phần công ty của một số CEO mặc dù họ đã cảm nhận độ nhạy cảm cao của rủi ro công ty. 2.3.2. Đo lường quá tự tin dựa trên thông tin báo chí Thước đo quá tự tin theo phương pháp này dựa trên tương quan giữa số lượng bài báo đề cập đến sự tự tin/ lạc quan và không tự tin/ lạc quan. Theo Malmendier và Tate (2005b, 2008), chúng ta cũng có thể phân loại các CEO quá tự tin dựa trên cách báo chí mô tả về họ. Với theo từng CEO và từng năm, hai tác giả ghi nhận số lượng bài báo có chứa từ khóa (a) ‘tự tin’ (confident/confidence) và (b) ‘lạc quan’ (optimistic/optimism); số lượng bài báo chứa từ khóa (c) ‘không tự tin’ (not confident), (d) ‘không lạc quan’ (not optimistic) và (e) ‘tin cậy’ (reliable), ‘thận trọng’ (cautious), ‘duy trì’ (conservative), ‘thiết thực’ (practical), ‘tiết kiệm’ (frugal) hoặc ‘ổn định’ (steady). Các tác giả sau đó xây dựng một chỉ số, biến giả TOTALconfident, cho CEO theo từng (trong đó i biểu thị người CEO) như sau: 𝑇𝑂𝑇𝐴𝐿𝑐𝑜𝑛𝑓𝑖𝑑𝑒𝑛𝑡𝑖𝑡 = { 1 𝑛ế𝑢 ∑ 𝑎𝑖𝑠 𝑡−1 𝑠=1 + 𝑏𝑖𝑠 > ∑ 𝑐𝑖𝑠 𝑡−1 𝑠=1 + 𝑑𝑖𝑠 + 𝑒𝑖𝑠; 0 𝑛ế𝑢 𝑛𝑔ượ𝑐 𝑙ạ𝑖 2.4. Lý thuyết về quá tự tin của CEO và quyết định tài chính doanh nghiệp Ở góc độ chính sách đầu tư, lý thuyết cho rằng quá tự tin của CEO tác động lên quyết định đầu tư doanh nghiệp theo 3 phương diện bao gồm quá tự tin dẫn đến đầu tư quá mức, quá tự tin làm tăng độ nhạy cảm của đầu tư theo dòng tiền, và quá tự tin có thể đưa đầu tư đạt mức tối ưu của nó. Heaton (2002) chỉ ra rằng vì các giám đốc lạc quan tin tưởng mức độ dòng tiền cao hơn thực tế, nhiều dự án sẽ được chấp nhận hơn. Malmendier và Tate (2005a) đã mô hình hóa độ nhạy cảm đầu tư theo dòng tiền trong các công ty có CEO quá tự tin, và họ cũng đưa đến những kết luận giống như Heaton. Malmendier và Tate (2005b) cũng chỉ ra rằng các CEO quá tự tin sẽ đánh giá quá cao tỷ suất sinh lợi tương lai và do đó đầu tư quá mức đối với tất cả các mức độ 11 đầu tư. Goel và Thakor (2008) chỉ ra thực tế rằng một giám đốc quá tự tin, không e ngại rủi ro sẽ đầu tư vượt quá mức đầu tư tối ưu. Ở góc độ chính sách tài trợ doanh nghiệp, Heaton (2002) và Hackbarth (2008) xem xét sự biến tướng trong quyết định tài trợ thông qua các lệch lạc tâm lý học như lạc quan/quá tự tin. Những mô hình lý thuyết của họ dự đoán những giám đốc lạc quan và/hoặc quá tự tin sẽ lựa chọn tỷ lệ đòn bẩy nợ cao hơn. Hackbarth (2008) tranh luận rằng các giám đốc quá tự tin tin rằng độ biến động của dòng tiền công ty là thấp hơn thực tế và do đó công ty của họ ít khả năng gặp kiệt quệ tài chính hơn so với thực tế có thể xảy ra. Ở góc độ chính sách chi trả cổ tức, các lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm ở Mỹ được nghiên cứu bởi Allen và Michaely (2003), Bouwman (2009) và Sanjay Deshmukh cùng cộng sự (2013) dẫn ra rằng: các CEO quá tự tin thường chi ít chi trả cổ tức hơn các CEO lý trí. Ngoài ra, CEO quá tự tin ở các doanh nghiệp có mức tăng trưởng cao có mức chi trả cổ tức cao hơn các CEO quá tự tin ở các doanh nghiệp có mức tăng trưởng thấp. CHƯƠNG 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU CỦA LUẬN ÁN Giả thuyết 1: Đầu tư của những công ty có CEO quá tự tin là nhạy cảm với dòng tiền mặt nhiều hơn so với đầu tư của những công ty có CEO bình thường (không quá tự tin). Luận án sẽ kiểm chứng giả thuyết 1 thông qua việc kiểm tra xem liệu quá tự tin của CEO có làm tăng mức độ nhạy cảm đầu tư theo dòng tiền của doanh nghiệp hay không. Phương trình thực nghiệm dựa theo Malmendier và Zheng (2012) như sau: 𝐼𝑖𝑡 = 𝛽1 + 𝛽2𝐶𝐹𝑖𝑡 + 𝛽3𝑂𝐶𝑖 + 𝛽4𝑂𝐶𝑖 ∙ 𝐶𝐹𝑖𝑡 + 𝛽5𝑋𝑖𝑡 ′ + 𝛽6𝑋𝑖𝑡 ′ ∙ 𝐶𝐹𝑖𝑡 + 𝜀𝑖𝑡 (1) Trong đó, 𝐼𝑖𝑡 là đầu tư tính bằng chi tiêu vốn của công ty 𝑖 trong năm 𝑡, được chuẩn hóa theo giá trị tài sản đầu năm. 𝐶𝐹𝑖𝑡 là dòng tiền của công ty 𝑖 trong năm 𝑡, được chuẩn hóa theo giá trị tài sản đầu năm và được winsorize 1%. 𝑂𝐶𝑖 là biến đo lường tâm lý quá tự tin của CEO công ty 𝑖 và như đã trình bày ở phần 2 là biến giả không thay đổi theo thời gian, đặc trưng cho tính cách cố hữu của CEO. 𝑋𝑖𝑡 ′ là tập các biến kiểm soát ở cấp độ CEO và ở cấp độ công ty. 12 Giả thuyết 2: Sự nhạy cảm giữa đầu tư và dòng tiền của những công ty có CEO quá tự tin sẽ bị ảnh hưởng bởi tác động của điều kiện tài chính. Một vấn đề của mô hình đầu tư tĩnh (1) là chưa xét đến tính năng động và dai dẳng của đầu tư. Chẳng hạn, đầu tư năm nay có thể phụ thuộc vào đầu tư của năm trước, và thường đầu tư mang tính hội tụ trong những mô hình như thế này. Do đó, phương trình (2) bây giờ có sự khác biệt so với phương trình (1). Đầu tiên là có sự xuất hiện của biến 𝐼𝑖𝑡−1 đóng vai trò như biến giải thích. Các biến đều giống như mô hình (1), ngoài ra bổ sung thêm biến FCI – thể hiện tình hình tài chính vĩ mô của thị trường vốn bên ngoài. 𝐼𝑖𝑡 = 𝛽1 + 𝛽2𝐼𝑖𝑡−1 + 𝛽3𝐶𝐹𝑖𝑡 + 𝛽4𝑂𝐶𝑖 + 𝛽5𝑂𝐶𝑖 ∙ 𝐶𝐹𝑖𝑡 + 𝛽6𝐹𝐶𝐼𝑡 + 𝛽7𝐹𝐶𝐼𝑡 ∙ 𝐶𝐹𝑖𝑡 + 𝛽8𝑂𝐶𝑖 ∙ 𝐹𝐶𝐼𝑡 + 𝛽9𝑂𝐶𝑖 ∙ 𝐹𝐶𝐼𝑡 ∙ 𝐶𝐹𝑖𝑡 + 𝑋𝑖𝑡 ′ Β10 + 𝑋𝑖𝑡 ′ ∙ 𝐶𝐹𝑖𝑡Β11 + 𝜀𝑖𝑡 (2) Giả thuyết 3: Công ty có CEO quá tự tin sẽ sử dụng đòn bẩy nợ cao hơn công ty có CEO lý trí (không quá tự tin). Liệu đặc tính cá nhân như quá tự tin CEO có thể giải thích sự khác biệt giữa các công ty về cấu trúc vốn được sử dụng hay không? Cụ thể ở đây trong luận án, sự khác biệt trong hành vi tài trợ bằng nợ vay khi thâm hụt tài chính có tăng thêm sự chênh lệch trong mức độ đòn bẩy nợ hay không? Để đạt được mục tiêu đó, nghiên cứu ước lượng phương trình sau: 𝐿𝑒𝑣_𝑚𝑘𝑖𝑡 = 𝛽1 + 𝑋𝑖𝑡 ′ 𝐵2 + 𝛽3𝑂𝐶𝑖 + 𝜀𝑖𝑡 (3) Trong đó, 𝐿𝑒𝑣_𝑚𝑘𝑖𝑡 là đòn bẩy nợ tính bằng giá trị thị trường của công ty 𝑖 vào cuối năm tài chính 𝑡. 𝑋𝑖𝑡 ′ là tập hợp các biến kiểm soát. Thành phần của 𝑋𝑖𝑡 ′ là các biến thâm hụt tài chính (𝐹𝐷), khả năng sinh lợi (𝑃𝑟𝑜𝑓𝑖𝑡), tính hữu hình tài sản (𝑇𝑎𝑛𝑔), quy mô công ty (ln (𝑆𝑎𝑙𝑒𝑠)), cơ hội tăng trưởng (𝑄), tỷ lệ sở hữu cổ phần của CEO (𝑂𝑤𝑝) và tất cả được đo tại thời điểm bắt đầu năm 𝑡. Ngoài ra, các thành phần còn lại của 𝑋𝑖𝑡 ′ bao gồm một độ trễ tỷ suất sinh lợi của cổ phần công ty (𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛𝑖𝑡−1), nhiệm kỳ của CEO (𝑇𝑒𝑛𝑢𝑟𝑒𝑖𝑡) và chỉ số điều kiện tài chính của nền kinh tế (𝐹𝐶𝐼𝑡). 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛𝑡−1 là tỷ suất sinh lợi tính theo logarit qua thời kỳ từ năm 𝑡 − 13 2 đến năm 𝑡 − 1. Việc thêm biến tỷ suất sinh lợi sẽ phản ánh được những thay đổi trong giá cổ phiếu lên tỷ số đòn bẩy (Welch, 2004). Giả thuyết 4: Khi tài trợ cho thâm hụt tài chính từ nguồn bên ngoài, CEO quá tự tin chọn sử dụng nhiều nợ hơn so với CEO bình thường (không quá tự tin). Nghiên cứu nghiên cứu ảnh hưởng của quá tự tin CEO lên quyết định vay nợ trong điều kiện thâm hụt tài chính theo tiếp cận của Malmendier và cộng sự (2011) và Malmendier và Zheng (2012). Phương trình dựa trên khung lý thuyết về thâm hụt tài chính của Shyam-Sunder và Myers (1999) và được kiểm nghiệm thực nghiệm bởi Frank và Goyal (2003): 𝐷𝑒𝑏𝑡𝑖𝑡 = 𝛽1 + 𝛽2𝐹𝐷𝑖𝑡 + 𝛽3𝑂𝐶𝑖 + 𝛽4𝑂𝐶𝑖 ∙ 𝐹𝐷𝑖𝑡 + 𝛽5𝑋𝑖𝑡 ′ + 𝛽6𝑋𝑖𝑡 ′ ∙ 𝐹𝐷𝑖𝑡 + 𝜀𝑖𝑡 (4) Trong đó 𝐷𝑒𝑏𝑡𝑖𝑡 là vay nợ ròng bằng nợ dài hạn đi vay trừ cho nợ dài hạn gốc được trả trong năm 𝑡. 𝐹𝐷𝑖𝑡 là thâm hụt tài chính trong năm 𝑡 (bằng tổng của các khoản cổ tức bằng tiền mặt, đầu tư ròng, phần thay đổi vốn luân chuyển; sau đó, trừ cho dòng tiền nội bộ). 𝑋𝑖𝑡 ′ là tập các biến kiểm soát ở cấp độ CEO và ở cấp độ công ty như ở phương trình (1) và (2). Nghiên cứu vẫn sử dụng các biến kiểm soát giống Frank và Goyal (2003) và Malmendier và cộng sự (2011), đó là mặc dù vẫn sử dụng tỷ lệ đòn bẩy nợ sổ sách tính đầu năm (𝐿𝑒𝑣_𝑏𝑘𝑖𝑡−1) nhưng các biến kiểm soát cho 𝐹𝐷𝑖𝑡 bây giờ thể hiện thay đổi trong khả năng sinh lợi (Δ𝑃𝑟𝑜𝑓𝑖𝑡𝑖𝑡), trong tỷ lệ tài sản hữu hình (Δ𝑇𝑎𝑛𝑔𝑖𝑡), trong quy mô công ty tính bằng logarit tự nhiên của doanh thu (Δln (𝑆𝑎𝑙𝑒𝑠)𝑖𝑡) và trong hệ số đại diện cho cơ hội tăng trưởng (Δ𝑄𝑖𝑡). Giả thuyết 5: Các doanh nghiệp được điều hành bởi các CEO quá tự tin có tỷ lệ chi trả cổ tức thấp hơn các doanh nghiệp được điều hành bởi các CEO lý trí. Giả thuyết 6: CEO lý trí sẽ chi trả cổ tức ít hơn một CEO quá tự tin trong các doanh nghiệp có tỷ lệ tăng trưởng cao hơn. Theo Malmendier và Tate (2005, 2008) và Malmendier và cộng sự (2011), luận án phân loại những nhà quản trị là “quá tự tin” nếu như đầu tư quá nhiều vào quỹ cá nhân trong doanh nghiệp đang quản lý. Mô hình thể hiện mối quan hệ giữa quá tự tin 14 đối với cổ tức của luận án bắt nguồn từ việc phát triển mô hình gốc trong bài nghiên cứu của Sanjay Deshmukh và các cộng sự (2013). 𝐷𝐼𝑉𝑖𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝑂𝐶𝑖𝑡 + 𝛽2𝑋𝑖 ′ (5) Biến phụ thuộc là 𝐷𝐼𝑉𝑖𝑡, tỉ lệ của tổng số cổ tức trên giá trị thị trường của vốn cổ phần của công ty i vào năm t. Biến độc lập là 𝑂𝐶𝑖 – biến giả có giá trị bằng 1 đối với doanh nghiệp có CEO quá tự tin và ngược lại bằng . 𝑋𝑖 ′ chứa tập hợp các biến kiểm soát chính, tỷ lệ sở hữu vốn cổ phần (Owp), hệ số đại diện cho cơ hội tăng trưởng (Tobin’ Q) và 𝐶𝐹𝑖𝑡 là dòng tiền của công ty 𝑖 trong năm 𝑡. Thống kê mô tả Biến Số Quan sát Trung bình Độ Lệch chuẩn Giá trị Nhỏ nhất Giá trị Lớn nhất Đặc tính CEO OC 816 0.2588 0.4386 0 1 Owp 816 0.0621 0.0971 0.0000 0.5501 Tenure 816 9.7471 4.1874 9 34 Tính chất công ty I 816 0.0527 0.0831 0.0000 0.9464 CF 816 0.0928 0.0876 -0.0656 0.4193 Debt 816 0.0018 0.0645 -0.2713 0.5603 Equity 816 0.0043 0.0281 -0.1609 0.2259 FD 816 0.0061 0.0696 -0.2713 0.5603 Profit 816 0.1204 0.0964 -0.1725 0.6505 Tang 816 0.2677 0.2101 0.0003 1.2095 15 ln(Sales) 816 13.2743 1.4036 8.9692 17.0552 Q 816 0.9560 0.3488 0.3785 3.3435 Lev_bk 816 0.3621 0.2548 0.0000 0.8725 Lev_mk 816 0.4337 0.3057 0.0000 0.9413 Return 816 -0.1998 0.5071 -1.7460 0.8629 Chỉ số điều kiện tài chính FCI 816 -0.1203 0.5604 -1.0213 0.4788 CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ẢNH HƯỞNG CỦA QUÁ TỰ TIN CỦA CEO LÊN QUYẾT ĐỊNH TÀI CHÍNH Từ việc hồi quy dữ liệu nghiên cứu 136 công ty phi tài chính được niêm yết trên cả hai sàn HNX và HSX trong thời gian 6 năm (từ 2011-2016), luận án đã phát hiện ra một số những phát hiện quan trọng thông qua các hồi quy: hồi quy tĩnh và động trong mô hình quá tự tin của CEO lên quyết định đầu tư; hồi quy quá tự tin đối với quyết định tài trợ trong điều kiện thâm hụt tài chính; quá tự tin và cấu trúc vốn; quá tự tin của CEO và chính sách cổ tức; quá tự tin của CEO và chính sách cổ tức trong điều kiện cơ hội tăng trưởng. Thứ nhất, ở Việt Nam, không phát hiện ra bằng chứng cho thấy sự quá tự tin có tác động lên sự nhạy cảm của đầu tư theo dòng tiền (bằng chứng này khác hẳn bằng chứng thực nghiệm trong các nghiên cứu của Manmeldier và cộng sự (2005, 2008, 2012). Thứ hai, tính quá tự tin của CEO làm giảm ảnh hưởng của điều kiện tài chính lên sự phụ thuộc đầu tư vào dòng tiền nội bộ khi thị trường tài chính có dấu hiệu tốt lên. Thứ ba, CEO quá tự tin tăng tài trợ nợ khi thâm hụt tài chính xuất hiện. Thứ tư, tìm thấy một số bằng chứng về việc quá tự tin làm gia tăng việc sử dụng nợ. Thứ năm, 16 sự quá tự tin của CEO có tác động làm tăng mức chi trả cổ tức trong các doanh nghiệp Việt Nam. Cuối cùng, dưới tác động của các cơ hội tăng trưởng CEO quá tự tin tiếp tục trả cổ tức cao hơn cho cổ đông so với các CEO lý trí. Bảng 4.1 Quá tự tin CEO và độ nhạy cảm đầu tư theo dòng tiền Biến phụ thuộc: I(t) Biến giải thích: (1) Pooled OLS (2) Pooled OLS (3) Pooled OLS (4) Pooled OLS (5) Pooled OLS (6) GMM - CUE CF 0.2702 (4.08)*** 0.3436 (2.53)** 0.3918 (2.24)** 0.3750 (1.99)** 1.1163 (0.65) 0.3051 (0.5) OC 0.0266 (1.12) 0.0230 (0.74) 0.0427 (1.06) 0.0062 (0.49) OC*CF -0.2087 (-0.93) -0.1731 (-0.72) -0.2927 (-0.91) 0.0675 (0.33) CEO-level Control Có Có Có CEO-level Control*CF Có Có Firm-level Control Có Có Có Firm-level Control*CF Có Có Year Fixed Efffects Có Có Có Year Fixed Efffects*CF Có Có Firm Fixed Effects Có Có Có Có Có Hệ số chặn 0.0277 (4.86)*** -0.0229 (1.7)* -0.0277 (1.6) -0.0790 (-0.34) 0.0034 (0.01) -0.0526 (-0.91) Số quan sát 816 816 816 816 816 544 R-squared 0.081 0.4982 0.4999 0.5052 0.5155 0.2620 17 Arellano-Bond test for AR(1) (p-value) 0.0806 Arellano-Bond test for AR(2) (p-value) 0.0050 Sargan J test (p-value 0.0511 Hansen J test (p-value) 0.6434 Tất cả sai số chuẩn (trong ngoặc đơn) là sai số được hiệu chỉnh để tùy ý phương sai thay đổi. Ước lượng GMM-CUE được sử dụng vì là ước lượng hiệu quả trong trường hợp sai số có phương sai thay đổi và tự tương quan và sự hiện diện của biến công cụ yếu. Ước lượng GMM-CUE sử dụng các biến công cụ là độ trễ của Q và tương tác của nó với CF và các biến giả ngành. ***, ** và * lần lượt ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Hausman test (Kiểm định Hausman) giúp kiểm tra sự phù hợp giữa FEM và REM (H0: REM phù hợp hơn). Bảng 4.2 Quá tự tin CEO và độ nhạy cảm đầu tư theo dòng tiền dưới điều kiện tài chính Biến phụ thuộc: I(t) Biến giải thích: (1) SGMM (2) SGMM (3) SGMM (4) SGMM (5) SGMM (6) SGMM I(t-1) 0.2644 (3.47)*** 0.2871 (4.18)*** 0.2890 (4.32)*** 0.2800 (4.01)*** 0.2874 (3.94)*** 0.2919 (4.17)*** CF 0.1692 (0.21) 0.1658 (0.19) 0.1668 (0.19) 0.1695 (0.18) 0.0324 (0.03) OC 0.0103 (0.93) 0.0114 (1.01) 0.0093 (0.87) -0.0008 (-0.05) -0.0001 (-0.01) -0.0001 (-0.01) OC*CF -0.1072 (-0.54) -0.1318 (-0.64) -0.1306 (-0.65) 0.0880 (0.37) 0.0829 (0.32) 0.0588 (0.24) 18 FCI -0.0196 (-0.63) FCI*CF 0.1275 (0.51) 0.1143 (0.47) OC*FCI 0.0436 (1.21) 0.0382 (1.29) 0.0332 (0.93) OC*FCI*CF -0.9127 (-2.8)*** -0.8893 (-2.69)*** -0.8577 (-2.74)*** CEO-level Control Có Có Có Có Có Có CEO-level Control*CF Có Có Có Có Có Có Firm-level Control Có Có Có Có Có Có Firm-level Control*CF Có Có Có Có Có Có Year Fixed Efffects Có Có Có Có Year Fixed Efffects*CF Có Có Firm Fixed Effects Có Có Có Có Có Có Hệ số chặn -0.0255 (-0.39) -0.0258 (-0.37) -0.0242 (-0.35) Số quan sát 544 544 544 544 544 544 Arellano-Bond test for AR(1) (p-value) 0.1500 0.1390 0.1380 0.1470 0.1470 0.1450 Arellano-Bond test for AR(2) (p-value) 0.0361 0.0282 0.1098 0.0436 0.0337 0.0693 Sargan J test (p-value) 0.0704 0.0628 0.0479 0.0832 0.0059 0.2620 Hansen J test (p-value) 0.8590 0.6740 0.6010 0.8780 0.6320 0.3840 19 Tất cả sai số chuẩn (trong ngoặc đơn) là sai số được hiệu chỉnh để tùy ý phương sai thay đổi. Ước lượng system-GMM (SGMM) sử dụng các biến công cụ dựa trên tất cả các biến trong mô hình và các biến giả ngành. ***, ** và * lần lượt ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Hausman test (Kiểm định Hausman) giúp kiểm tra sự phù hợp giữa FEM và REM (H0: REM phù hợp hơn). Bảng 4.3 Quá tự tin CEO và cấu trúc vốn Biến phụ thuộc: Lev_mk Biến giải thích: (1) P-OLS (2) REM (3) REM (4) FEM (5) REM (6) FEM (7) GMM -IV (8) GMM -IV FD 0.5623 (5.55)*** 0.2749 (3.24)*** 0.2654 (3.22)*** 0.2354 (3.03)*** 0.2118 (2.19)** 0.2240 (2.28)** 0.4425 (2.72)*** 0.4586 (2.84)*** Profit -0.7351 (-3.98)*** 0.1417 (1.10) 0.1387 (1.44) 0.1099 (0.74) 0.1043 (0.67) 0.1081 (0.71) -0.6323 (-2.62)*** -0.6213 (-2.43)** Tang 0.1190 (1.04) -0.0260 (-0.17) -0.0247 (-0.13) -0.0122 (-0.08) -0.0236 (-0.15) -0.0315 (-0.20) 0.2437 (2.45)** 0.2544 (2.19)** ln(Sales) 0.0763 (4.47)*** 0.0443 (0.89) 0.0476 (0.81) 0.0380 (0.79) 0.0357 (0.72) 0.0370 (0.74) 0.0556 (3.07)*** 0.0556 (2.79)*** Q -0.2018 (-3.41)*** -0.0334 (-1.02) -0.0369 (-1.51) 0.0544 (0.41) 0.0303 (0.61) 0.0251 (0.51) -0.1863 (-3.14)*** -0.1900 (-3.01)*** OC 0.5864 (5.65)*** 0.5919 (5.93)*** 0.2539 (1.18) 0.3654 (1.59) -0.0262 (-0.21) -0.0263 (-0.19) Return -0.0524 (-2.71)*** -0.0483 (-2.09)** -0.0459 (-2.00)** -0.0198 (-0.31) -0.0015 (-0.03) Owp 0.6010 (1.32) 0.6036 (1.31) 0.9507 (3.22)*** 0.9800 (3.02)*** Tenure -0.1236 (-5.81)*** -0.1227 (-5.76)*** -0.0129 (-3.19)*** -0.0129 (-2.9)*** 20 Tenure*O C -0.0149 (-0.6) -0.0282 (-1.07) 0.0097 (1.00) 0.0109 (1.07) FCI 0.2852 (4.49)*** -0.0351 (-0.39) FCI*OC 0.0457 (1.49) -0.3303 (-1.84)* Hệ số chặn -0.3393 (-1.4) -0.4994 (-0.77) -0.3697 (-0.78) -0.4658 (-0.74) 0.7594 (0.91) 1.0353 (1.17) -0.1133 (-0.47) -0.0954 (-0.36) Firm Fixed Effects Có Có Có Có Có Có Có Year Fixed Effects Có Có Có Có Số quan sát 816 816 816 816 816 816 544 544 R-squared 0.2668 0.8771 0.8771 0.8831 0.8880 0.8888 0.7718 0.7716 Hausman test 0.1394 0.2549 0.033 0.1671 0.0431 Arellano- Bond test for AR(1) (p-value) 0.2138 0.1099 Arellano- Bond test for AR(2) (p-value) 0.0355 0.0681 Sargan J test (p- value) 0.3412 0.2246 Hansen J test (p- value) 0.1908 0.3270 21 Tất cả sai số chuẩn (trong ngoặc đơn) là sai số được hiệu chỉnh để tùy ý phương sai thay đổi. Ước lượng GMM-IV đã được hiệu chỉnh do kiểm định cho thấy sai số tự tương quan, ước lượng hiệu quả trong trường hợp sai số có phương sai thay đổi và tự tương quan. Ước lượng GMM-IV sử dụng các biến công cụ là hai bậc sai phân bậc nhất và bậc hai của Return và có sử dụng các công cụ là biến giả ngành. ***, ** và * lần lượt ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Hausman test (Kiểm định Hausman) giúp kiểm tra sự phù hợp giữa FEM và REM (H0: REM phù hợp hơn). Bảng 4.4 Quá tự tin CEO và quyết định tài trợ trong điều kiện thâm hụt tài chính Biến phụ thuộc: Debt(t) Biến giải thích: (1) P-OLS (2) REM (3) FEM (4) REM (5) FEM (6) GMM-CUE FD 0.8484 (14.63)*** 0.8454 (11.96)*** 0.8350 (10.09)*** 0.8091 (9.29)*** 0.3275 (1.75)* 0.7362 (5.04)*** OC -0.0345 (-2.67)*** -0.0354 (-3.03)*** -0.0115 (-0.96) -0.0032 (-1.18) OC*FD 0.0385 (0.24) 0.0872 (0.61) 0.3478 (2.40)** 0.2644 (2.02)** CEO-level Control Có Có Có CEO-level Control*FD Có Có Firm-level Control Có Có Có Firm-level Control*FD Có Có Year Fixed Efffects Có Có Có Year Fixed Efffects*FD Có Có Firm Fixed Effects Có Có Có Có Có 22 Hệ số chặn -0.0034 (-2.72)*** 0.0236 (10.42)*** 0.0233 (8.77)*** 0.0185 (2.2)** 0.0106 (1.14) -0.0006 (-0.31) Số quan sát 816 816 816 816 816 255 R-squared 0.8377 0.8786 0.8789 0.8877 0.9217 0.9339 Log likelihood 5395.1 5612.8 5507.3 5441.9 χ2 3.39*** 3.01*** 2.06** 3.27*** Hausman test 0.0103 0.1137 0.0409 0.0778 0.0131 Arellano-Bond test for AR(1) (p-value) 0.2345 Arellano-Bond test for AR(2) (p-value) 0.6395 Sargan J test (p-value) 0.4066 Hansen J test (p-value) 0.6197 Tất cả sai số chuẩn (trong ngoặc đơn) là sai số được hiệu chỉnh để tùy ý phương sai thay đổi. Ước lượng GMM-CUE được sử dụng vì là ước lượng hiệu quả trong trường hợp sai số có phương sai thay đổi và tự tương quan và sự hiện diện của biến công cụ yếu. Ước lượng GMM- CUE sử dụng các biến công cụ là sai phân bậc nhất của FD và tất cả những biến tương tác với FD. ***, ** và * lần lượt ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Hausman test (Kiểm định Hausman) giúp kiểm tra sự phù hợp giữa FEM và REM (H0: REM phù hợp hơn) Bảng 4.5 Quá tự tin CEO và quyết định chi trả cổ tức Biến phụ thuộc: Div Biến giải thích: (1) FEM (2) FEM (3) REM (4) FEM (5) FEM (6) FEM (7) GMM-IV Owp 122.606 (0.89) 117.5162 (0.86) 131.0627 (0.85) 78.4912 (0.57) 122.2074 (0.89) 127.2179 (0.92) -18.3563 (-0.72) 23 OC 3.4715 (2.12)** 3.0757 (2.30)** 3.5166 (1.99)** 3.1923 (2.24)** 3.5245 (2.12)** 3.6316 (2.18)** 61.2179 (2.11)** Q 13.3328 (1.02) 15.0564 (1.15) 18.8671 (1.16) 1.4322 (0.10) 13.2850 (1.01) 13.9865 (1.06) 53.5833 (1.60) CF 0.4829 (0.21) 1.0373 (0.29) 0.7372 (0.36) 0.4854 (0.14) 0.3267 (0.09) 0.4686 (0.13) 1.8409 (0.41) ln(Sales) -0.3780 (-0.70) -0.3813 (-0.71) -0.5769 (-0.81) -0.4535 (-1.61) -0.3768 (-0.70) -0.3878 (-0.72) 0.3442 (0.20) Tenure 0.5531 (1.82)* Lev_bk 0.6568 (0.55) Tang -2.50e-14 (-0.03) OC*Q 0.2972 (2.33)** OC*CF 2.7280 (0.18) OC*Tang -5.58e-13 (-0.41) Hệ số chặn -14.0467 (-1.03) -17.5667 (-1.28) -20.0043 (-1.18) -1.1711 (-0.08) -13.9973 (-1.02) -14.7461 (-1.07) -73.7374 (-1.73)* Year Fixed Efffects Có Có Có Có Có Có Có Firm Fixed Effects Có Có Có Có Có Có Có Số quan sát 816 816 816 816 816 816 544 24 Log likelihood 5180.49 4512.71 2511.24 4513.62 4476.41 4529.13 χ2 527.49*** 2