Nghiên cứu hành vi của nhà quản trị trong việc ra quyết định tài chính đối với các doanh nghiệp việt nam tomtat v

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH
--------------------

TRƯƠNG ĐÌNH BẢO LONG

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

Chuyên ngành:

Tài chính - Ngân hàng

Mã số:

93 40201

TÓM TẮT LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ

TP. HỒ CHÍ MINH – NĂM 2018


2

Công trình được hoàn thành tại:
Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh

Người hướng dẫn khoa học: PGS. TS. Nguyễn Ngọc Định
Phản biện 1: …………………………………………………..
Phản biện 2: …………………………………………………..

Phản biện 3:…………………………………………………..
Luận án sẽ được bảo vệ trước Hội đồng chấm luận án cấp trường họp tại:
………………………………………………………………………………
………………………………………………………………………………
Vào hồi: …….. giờ ,,,,,,, ngày,,,,,,, tháng ,,,,,,, năm 201

Có thể tìm hiểu luận án tại thư viện:
………………………………………………………
………………………………………………………


3

CỘNG HÒA XÃ HỘI CHỦ NGHĨA VIỆT NAM
Độc lập – Tự do – Hạnh phúc
Tp. Hồ Chí Minh, 05/10/2018

TÓM TẮT CỦA LUẬN ÁN

Tên luận án: Nghiên cứu hành vi của nhà quản trị trong việc ra quyết định
tài chính đối với các doanh nghiệp Việt Nam
Chuyên ngành:

Tài chính - Ngân hàng

Mã số: 93 40201

Nghiên cứu sinh:

Trương Đình Bảo Long

Khóa: NCS2010

Cơ sở đào tạo:

Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh

Người hướng dẫn:

PGS. TS. Nguyễn Ngọc Định

Keywords:

Overconfidence, Financial Condition Index, Financial

Decisions, Regression Model, CEO (Chief Executive Officer).


4

CHƯƠNG 1. GIỚI THIỆU HƯỚNG NGHIÊN CỨU CỦA LUẬN ÁN
1.1 Tính cấp thiết của luận án
Trong bối cảnh nền kinh tế Việt Nam, các CEO trong doanh nghiệp gặp rất
nhiều khó khăn trong việc đưa ra quyết định. Dữ liệu không đầy đủ, thiếu nhất quán,
thị trường không minh bạch, bất cân xứng thông tin có thể là những nguyên nhân dẫn
đến việc quyết định của CEO phần lớn phụ thuộc vào cảm tính, kinh nghiệm ngành.
Điều này sẽ rất nghiêm trọng và có thể gây ra chi phí đại diện đối với cổ đông, làm
giảm giá trị doanh nghiệp. Và trong những trường hợp khác, vấn đề này có thể là
nguyên nhân dẫn tới khả năng doanh nghiệp bị kiệt quệ tài chính, thậm chí phá sản.
Mặc dù nghiên cứu hành vi nhà quản trị thực sự quan trọng, nhằm bổ sung thêm

vào cơ sở lý thuyết nghiên cứu và khuyến nghị đến việc ra quyết định của CEO,
nhưng nghiên cứu chỉ mới thực sự xem xét các bằng chứng thực nghiệm ở thị trường
Mỹ. Vì vậy, việc triển khai và xem xét nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ giữa quá
tự tin và quyết định tài chính ở thị trường Việt Nam là rất cần thiết, bởi luận án tin
rằng có khả năng hành vi của nhà quản trị ở thị trường mới nổi như Việt Nam sẽ phản
ánh phần nào mối quan hệ giữa hành vi đối với các quyết định.
Trong các dạng hành vi ảnh hưởng đến quyết định doanh nghiệp, thì hành vi
quá tự tin có ảnh hưởng nổi bật nhất và được đo lường chính xác nhất. Đó là cơ sở để
luận án này tập trung vào hành vi quá tự tin thay vì các dạng hành vi khác. Hầu hết
giả thuyết được đưa ra vẫn dựa trên lập luận ở các thị trường phát triển như Mỹ, tuy
nhiên một số giả thuyết được lập luận và biến đổi để phù hợp hơn với nền tảng thị
trường Việt Nam; ngoài ra, luận án tin rằng các giả thuyết sẽ được bác bỏ (ủng hộ)
trong quá trình kiểm định để làm rõ ràng hơn về mối quan hệ này. Đây cũng chính là
tính cấp thiết của luận án; tức là, luận án phải làm rõ được ảnh hưởng của hành vi nhà
quản trị (trong khía cạnh quá tự tin của CEO) đối với quyết định tài chính để có thể
đưa ra khuyến nghị đúng đắn đối với các doanh nghiệp.
1.2 Sơ lược tình hình nghiên cứu liên quan đến luận án


5

Nghiên cứu của luận án có liên quan chặt chẽ đối với các tài liệu về đề tài sự
ảnh hưởng của sự quá tự tin lên các chính sách của doanh nghiệp. Malmendier và
Tate (2005) chứng minh rằng các doanh nghiệp (được quản lý bởi các CEO quá tự
tin) có độ nhạy cảm đối với dòng tiền nội bộ lớn hơn các doanh nghiệp được quản lý
bởi các CEO lý trí. Malmendier và Tate (2008) cho thấy rằng các CEO quá tự tin có
khả năng tham gia vào các vụ mua lại, điều này làm giảm giá trị doanh nghiệp.
Malmendier cùng cộng sự (2011) lập luận rằng các nhà quản lý nhận thức được việc
doanh nghiệp bị định giá thấp và không muốn tăng tài trợ thông qua các nguồn bên
ngoài tốn kém. Valeria Fedyk (2013) lưu ý hai tác động chính của CEO quá tự tin lên

các quyết định tài trợ của công ty. Tác động đầu tiên là các CEO quá tự tin thường
thích tăng thêm nợ và vốn chủ sở hữu để tài trợ cho các khoản đầu tư mà họ cho là
tốt. CEO quá tự tin ưu tiên đối với khoản nợ hơn là vốn chủ sở hữu; nếu các CEO dự
kiến giá cổ phiếu của công ty tăng lên nhiều hơn so với nhà đầu tư trung bình dự kiến,
phát hành nợ thay vì vốn chủ sở hữu trở thành một quyết định hợp lý. Bouwman
(2009) phân tích sự thay đổi về giá cổ phiếu đối với việc tăng cổ tức của các CEO lạc
quan.
Bên cạnh đó, tại Việt Nam, nghiên cứu quá tự tin của CEO lên quyết định doanh
nghiệp đã bắt đầu nhận được sự quan tâm trong vài năm gần đây. Nguyễn Ngọc Định
(2015) và Lê Đạt Chí (2015) bước đầu tìm thấy bằng chứng về sự ảnh hưởng của tâm
lý quá tự tin lên quyết định đầu tư doanh nghiệp. Tuy vậy, thước đo quá tự tin của
CEO vẫn là một thách thức về mặt đo lường thực nghiệm ở Việt Nam. Qua luận án,
cải tiến thước đo quá tự tin của CEO so với Nguyễn Ngọc Định (2015) và Lê Đạt Chí
(2015) để tránh vấn đề nội sinh.
1.3 Mục tiêu nghiên cứu của luận án
Xác định sự tồn tại của mối quan hệ giữa sự quá tự tin và quyết định đầu tư tại
Việt Nam. Xác định sự tồn tại của mối quan hệ giữa sự quá tự tin và quyết định đầu
tư tại Việt Nam dưới điều kiện của sự phát triển tài chính. Xác định sự tồn tại của mối
quan hệ giữa sự quá tự tin và quyết định tài trợ tại Việt Nam. Xác định sự tồn tại của


6

mối quan hệ giữa sự quá tự tin và quyết định tài trợ tại Việt Nam dưới điều kiện thâm
hụt tài chính. Xác định sự tồn tại của mối quan hệ giữa sự quá tự tin và quyết định
chi trả cổ tức tại Việt Nam. Xác định sự tồn tại của mối quan hệ giữa sự quá tự tin và
quyết định chi trả cổ tức tại Việt Nam dưới điều kiện xuất hiện cơ hội tăng trưởng.
1.4 Phương pháp nghiên cứu của luận án
Luận án hồi quy mô hình dựa trên cơ sở tương tự các bài nghiên cứu trước đây,
từ việc thu thập biến, dữ liệu cho đến mô hình hồi quy nhằm xác định mục tiêu nghiên

cứu đã đề ra.
Không gian mẫu: 136 doanh nghiệp Việt Nam với đầy đủ dữ liệu báo cáo tài
chính được niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh (HSX) và Sở
Giao dịch Chứng khoán TP. Hà Nội (HNX), được chấp thuận của kiểm toán qua các
năm và được công bố đại chúng.
Thời gian mẫu: Dữ liệu thu thập từ năm 2007 đến năm 2016. Dữ liệu sẽ sử dụng
năm 2007-2010 là những năm dùng để tính vị thế mua ròng (năm 2007 là năm gốc),
từ đó xác lập hành vi quá tự tin của nhà quản trị.
1.5 Các phát hiện và kết quả nghiên cứu trong luận án
Thứ nhất, quá tự tin của CEO không ảnh hưởng trực tiếp lên độ nhạy cảm đầu
tư - dòng tiền. Thứ hai, vai trò điều tiết ảnh hưởng của điều kiện tài chính làm giảm
độ nhạy cảm đầu tư - dòng tiền. Thứ ba, dựa trên các ước lượng tăng cường tính hiệu
quả và tính chặt chẽ, luận án phát hiện thấy ảnh hưởng của tính quá tự tin của CEO
làm tăng độ nhạy của việc vay nợ theo thâm hụt tài chính. Thứ tư, mặc dù không tìm
thấy sự khác biệt có ý nghĩa trong mối quan hệ giữa cấu trúc vốn (đòn bẩy nợ thị
trường) và hành vi quá tự tin của CEO, kết quả nghiên cứu của luận án cho thấy bằng
chứng, mặc dù yếu, dưới ảnh hưởng của điều kiện tài chính bên ngoài CEO quá tự tin
giảm đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp. Thứ năm, các CEO quá tự tin chi trả cổ tức
cao hơn các CEO lý trí. Cuối cùng, trong điều kiện xuất hiện các cơ hội tăng trưởng,
CEO quá tự tin cũng chi trả cổ tức cao hơn các CEO lý trí.


7

1.6 Sơ lược ý nghĩa nghiên cứu trong luận án
Luận án phần nào cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm liên quan đến ba
quyết định tài chính trong lĩnh vực tài chính doanh nghiệp (quyết định đầu tư, quyết
định tài trợ và quyết định chi trả cổ tức). Nghiên cứu sẽ làm rõ hơn mối quan hệ giữa
sự quá tự tin của CEO và các quyết định tài chính ở thị trường Việt Nam. Nhà đầu tư,
nhà quản trị, cổ đông và các bên liên quan có thể sử dụng kiến thức từ nghiên cứu

này để phán đoán tín hiệu của doanh nghiệp (Liệu doanh nghiệp có đang gặp rủi ro
vay nợ? Liệu CEO có quá tự tin? Mức trả cổ tức cao hơn liệu có tốt không?)
1.7 Bố cục của luận án
Ngoài các phần mục lục, danh mục viết tắt, bảng biểu và phụ lục và Chương 1
đã trình bày ở đây. Luận án còn lại 4 chương, nội dung tiếp theo như sau: Chương 2.
Khung lý thuyết của luận án và các bằng chứng thực nghiệm của các nghiên cứu trước
đây. Chương 3. Phương pháp nghiên cứu. Chương 4. Kết quả nghiên cứu ảnh hưởng
của quá tự tin của CEO lên quyết định tài chính. Chương 5. Kết luận về sự quá tự tin
của CEO và các quyết định tài chính.
CHƯƠNG 2. KHUNG LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM
TRƯỚC ĐÂY
2.1. Lý thuyết tài chính hành vi về lệch lạc nhận thức
2.1.1. Lý trí không hoàn toàn: tính lý trí bị giới hạn
Một số mô hình lý thuyết tài chính hành vi tiếp cận theo hướng là, các chủ thể
không điều chỉnh niềm tin của mình một cách đúng đắn khi tiếp nhận thông tin mới,
tức không theo luật Bayes. Các mô hình lý thuyết tài chính hành vi khác lại xem các
chủ thể cư xử theo luật Bayes nhưng hành vi đó là không chuẩn mực, tức là không
theo tính chất hữu dụng kỳ vọng chủ quan. Nói cách khác, đó là mức độ con người
không tuân thủ đúng theo luật Bayes và/hoặc theo tính hữu dụng kỳ vọng chủ quan.
Đây là lúc các nhà kinh tế học hành vi đi tìm kiếm và kết hợp với những bằng chứng
thí nghiệm của các nhà tâm lý học nhận thức. Từ đây, các mô hình lý thuyết tài chính


8

hành vi (kinh tế học hành vi) dựa trên hành vi không hợp lý hoàn toàn của các chủ
thể, bắt nguồn từ các lệch lạc trong niềm tin và sự ưa thích cá nhân. Đây là những mô
hình được thiết kế để giải thích cách thức chủ thể hình thành nên các kỳ vọng.
2.1.2. Tâm lý học nhận thức: những mẫu hình lệch lạc hành vi
Sự suy nghiệm hay quy tắc kinh nghiệm là những hoạt động ý nghĩ dựa trên

những kinh nghiệm mà đối tượng trải qua, giúp việc đưa ra các quyết định dễ dàng
hơn. Kế toán nhận thức là hành vi con người chia tách các quyết định đối với cùng
một loại nguồn lực. Thuật ngữ này được đưa ra đầu tiên bởi Thaler (1985) khi ông cố
gắng mô tả tiến trình con người chuẩn hóa, phân 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:
𝑡−1

𝑇𝑂𝑇𝐴𝐿𝑐𝑜𝑛𝑓𝑖𝑑𝑒𝑛𝑡𝑖𝑡 = {

𝑡−1

1 𝑛ế𝑢 ∑ 𝑎𝑖𝑠 + 𝑏𝑖𝑠 > ∑ 𝑐𝑖𝑠 + 𝑑𝑖𝑠 + 𝑒𝑖𝑠 ;
𝑠=1

𝑠=1

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 + 𝛽2 𝐶𝐹𝑖𝑡 + 𝛽3 𝑂𝐶𝑖 + 𝛽4 𝑂𝐶𝑖 ∙ 𝐶𝐹𝑖𝑡 + 𝛽5 𝑋𝑖𝑡′ + 𝛽6 𝑋𝑖𝑡′ ∙ 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 + 𝛽2 𝐼𝑖𝑡−1 + 𝛽3 𝐶𝐹𝑖𝑡 + 𝛽4 𝑂𝐶𝑖 + 𝛽5 𝑂𝐶𝑖 ∙ 𝐶𝐹𝑖𝑡 + 𝛽6 𝐹𝐶𝐼𝑡 + 𝛽7 𝐹𝐶𝐼𝑡 ∙ 𝐶𝐹𝑖𝑡 +
𝛽8 𝑂𝐶𝑖 ∙ 𝐹𝐶𝐼𝑡 + 𝛽9 𝑂𝐶𝑖 ∙ 𝐹𝐶𝐼𝑡 ∙ 𝐶𝐹𝑖𝑡 + 𝑋𝑖𝑡′ Β10 + 𝑋𝑖𝑡′ ∙ 𝐶𝐹𝑖𝑡 Β11 + 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 + 𝛽3 𝑂𝐶𝑖 + 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 + 𝛽2 𝐹𝐷𝑖𝑡 + 𝛽3 𝑂𝐶𝑖 + 𝛽4 𝑂𝐶𝑖 ∙ 𝐹𝐷𝑖𝑡 + 𝛽5 𝑋𝑖𝑡′ + 𝛽6 𝑋𝑖𝑡′ ∙ 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 + 𝛽1 𝑂𝐶𝑖𝑡 + 𝛽2 𝑋𝑖′ (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

-0.1203

0.5604

-1.0213

0.4788

Chỉ số điều kiện tài chính
FCI

816

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:

CF

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

Pooled

Pooled

Pooled

Pooled

Pooled

GMM -

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

CUE

0.2702

0.3436

0.3918

0.3750

1.1163

0.3051

(4.08)***

(2.53)**

(2.24)**

(1.99)**

(0.65)

(0.5)

0.0266

0.0230

0.0427

0.0062

(1.12)

(0.74)

(1.06)

(0.49)

-0.2087

-0.1731

-0.2927

0.0675

(-0.93)

(-0.72)

(-0.91)

(0.33)

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

OC

OC*CF

CEO-level Control
CEO-level Control*CF
Firm-level Control

Có

Firm-level Control*CF
Year Fixed Efffects

Có

Year Fixed Efffects*CF
Firm Fixed Effects

Hệ số chặn

Số quan sát
R-squared

Có

Có

Có

Có

Có

0.0277

-0.0229

-0.0277

-0.0790

0.0034

-0.0526

(4.86)***

(1.7)*

(1.6)

(-0.34)

(0.01)

(-0.91)

816

816

816

816

816

544

0.081

0.4982

0.4999

0.5052

0.5155

0.2620


17

Arellano-Bond test for

0.0806

AR(1) (p-value)
Arellano-Bond test for

0.0050

AR(2) (p-value)
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:

I(t-1)

CF

OC

OC*CF

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

SGMM

SGMM

SGMM

SGMM

SGMM

SGMM

0.2644

0.2871

0.2890

0.2800

0.2874

0.2919

(3.47)***

(4.18)***

(4.32)***

(4.01)***

(3.94)***

(4.17)***

0.1692

0.1658

0.1668

0.1695

0.0324

(0.21)

(0.19)

(0.19)

(0.18)

(0.03)

0.0103

0.0114

0.0093

-0.0008

-0.0001

-0.0001

(0.93)

(1.01)

(0.87)

(-0.05)

(-0.01)

(-0.01)

-0.1072

-0.1318

-0.1306

0.0880

0.0829

0.0588

(-0.54)

(-0.64)

(-0.65)

(0.37)

(0.32)

(0.24)


18

-0.0196

FCI

(-0.63)

FCI*CF

OC*FCI

OC*FCI*CF

0.1275

0.1143

(0.51)

(0.47)

0.0436

0.0382

0.0332

(1.21)

(1.29)

(0.93)

-0.9127

-0.8893

-0.8577

(-2.8)***

(-2.69)***

(-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

Có

Có

Có

Có

Year Fixed Efffects
Year Fixed Efffects*CF
Firm Fixed Effects

Có
Có

Có

-0.0255

-0.0258

-0.0242

(-0.39)

(-0.37)

(-0.35)

544

544

544

0.1500

0.1390

0.0361

Sargan J test (p-value)
Hansen J test (p-value)

Hệ số chặn

Số quan sát
Arellano-Bond test for
AR(1) (p-value)
Arellano-Bond test for
AR(2) (p-value)

Có

Có
Có

Có

Có

544

544

544

0.1380

0.1470

0.1470

0.1450

0.0282

0.1098

0.0436

0.0337

0.0693

0.0704

0.0628

0.0479

0.0832

0.0059

0.2620

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:

FD

Profit

Tang

ln(Sales)

Q

OC

Return

Owp

Tenure

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

P-OLS

REM

REM

FEM

REM

FEM

GMM -IV

GMM -IV

0.5623

0.2749

0.2654

0.2354

0.2118

0.2240

0.4425

0.4586

(5.55)***

(3.24)***

(3.22)***

(3.03)***

(2.19)**

(2.28)**

(2.72)***

(2.84)***

-0.7351

0.1417

0.1387

0.1099

0.1043

0.1081

-0.6323

-0.6213

(-3.98)***

(1.10)

(1.44)

(0.74)

(0.67)

(0.71)

(-2.62)***

(-2.43)**

0.1190

-0.0260

-0.0247

-0.0122

-0.0236

-0.0315

0.2437

0.2544

(1.04)

(-0.17)

(-0.13)

(-0.08)

(-0.15)

(-0.20)

(2.45)**

(2.19)**

0.0763

0.0443

0.0476

0.0380

0.0357

0.0370

0.0556

0.0556

(4.47)***

(0.89)

(0.81)

(0.79)

(0.72)

(0.74)

(3.07)***

(2.79)***

-0.2018

-0.0334

-0.0369

0.0544

0.0303

0.0251

-0.1863

-0.1900

(-3.41)***

(-1.02)

(-1.51)

(0.41)

(0.61)

(0.51)

(-3.14)***

(-3.01)***

0.5864

0.5919

0.2539

0.3654

-0.0262

-0.0263

(5.65)***

(5.93)***

(1.18)

(1.59)

(-0.21)

(-0.19)

-0.0524

-0.0483

-0.0459

-0.0198

-0.0015

(-2.71)***

(-2.09)**

(-2.00)**

(-0.31)

(-0.03)

0.6010

0.6036

0.9507

0.9800

(1.32)

(1.31)

(3.22)***

(3.02)***

-0.1236

-0.1227

-0.0129

-0.0129

(-5.81)***

(-5.76)***

(-3.19)***

(-2.9)***


20

Tenure*O
C

-0.0149

-0.0282

0.0097

0.0109

(-0.6)

(-1.07)

(1.00)

(1.07)

FCI

FCI*OC

Hệ số chặn

0.0457

-0.3303

(1.49)

(-1.84)*

-0.4658

0.7594

1.0353

-0.1133

-0.0954

(-1.4)

(-0.77)

(-0.78)

(-0.74)

(0.91)

(1.17)

(-0.47)

(-0.36)

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Effects

test

(-0.39)

-0.3697

Year Fixed

Hausman

(4.49)***

-0.4994

Effects

R-squared

-0.0351

-0.3393

Firm Fixed

Số quan sát

0.2852

816

816

816

816

816

816

544

544

0.2668

0.8771

0.8771

0.8831

0.8880

0.8888

0.7718

0.7716

0.1394

0.2549

0.033

0.1671

0.0431

0.2138

0.1099

0.0355

0.0681

0.3412

0.2246

0.1908

0.3270

ArellanoBond test
for AR(1)
(p-value)
ArellanoBond test
for AR(2)
(p-value)
Sargan
test

J
(p-

value)

Hansen
test
value)

J
(p-


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:

FD

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

P-OLS

REM

FEM

REM

FEM

GMM-CUE

0.8484

0.8454

0.8350

0.8091

0.3275

0.7362

(14.63)***

(11.96)***

(10.09)***

(9.29)***

(1.75)*

(5.04)***

-0.0345

-0.0354

-0.0115

-0.0032

(-2.67)***

(-3.03)***

(-0.96)

(-1.18)

0.0385

0.0872

0.3478

0.2644

(0.24)

(0.61)

(2.40)**

(2.02)**

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

OC

OC*FD

CEO-level Control
CEO-level Control*FD
Firm-level Control

Có

Firm-level Control*FD
Year Fixed Efffects

Có

Year Fixed Efffects*FD
Firm Fixed Effects

Có

Có

Có


22

Hệ số chặn

-0.0034

0.0236

0.0233

0.0185

0.0106

-0.0006

(-2.72)***

(10.42)***

(8.77)***

(2.2)**

(1.14)

(-0.31)

816

816

816

816

816

255

0.8377

0.8786

0.8789

0.8877

0.9217

0.9339

5395.1

5612.8

5507.3

5441.9

3.39***

3.01***

2.06**

3.27***

0.1137

0.0409

0.0778

0.0131

Số quan sát
R-squared
Log likelihood
χ2
Hausman test

0.0103

Arellano-Bond test for

0.2345

AR(1) (p-value)
Arellano-Bond test for

0.6395

AR(2) (p-value)
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 GMMCUE 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
thích:

Owp

giải

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

FEM

FEM

REM

FEM

FEM

FEM

GMM-IV

122.606

117.5162

131.0627

78.4912

122.2074

127.2179

-18.3563

(0.89)

(0.86)

(0.85)

(0.57)

(0.89)

(0.92)

(-0.72)

23

OC

Q

CF

ln(Sales)

3.4715

3.0757

3.5166

3.1923

3.5245

3.6316

61.2179

(2.12)**

(2.30)**

(1.99)**

(2.24)**

(2.12)**

(2.18)**

(2.11)**

13.3328

15.0564

18.8671

1.4322

13.2850

13.9865

53.5833

(1.02)

(1.15)

(1.16)

(0.10)

(1.01)

(1.06)

(1.60)

0.4829

1.0373

0.7372

0.4854

0.3267

0.4686

1.8409

(0.21)

(0.29)

(0.36)

(0.14)

(0.09)

(0.13)

(0.41)

-0.3780

-0.3813

-0.5769

-0.4535

-0.3768

-0.3878

0.3442

(-0.70)

(-0.71)

(-0.81)

(-1.61)

(-0.70)

(-0.72)

(0.20)

0.5531

Tenure

(1.82)*
0.6568

Lev_bk

(0.55)
-2.50e-14

Tang

(-0.03)
0.2972

OC*Q

(2.33)**
2.7280

OC*CF

(0.18)
-5.58e-13

OC*Tang

Hệ số chặn

Year Fixed
Efffects
Firm Fixed
Effects
Số quan sát

(-0.41)
-14.0467

-17.5667

-20.0043

-1.1711

-13.9973

-14.7461

-73.7374

(-1.03)

(-1.28)

(-1.18)

(-0.08)

(-1.02)

(-1.07)

(-1.73)*

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

816

816

816

816

816

816

544


24

Log
likelihood
χ2
Hausman
test

5180.49

4512.71

2511.24

4513.62

4476.41

4529.13

527.49***

283.21***

572.45***

422.22***

553.42***

387.62***

0.0316

0.0051

0.1738

0.0019

0.0012

0.0372

ArellanoBond
for

test
AR(1)

0.1513

(p-value)
ArellanoBond
for

test
AR(2)

0.0967

(p-value)
Sargan
test

J
(p-

0.3671

value)
Hansen
test

J
(p-

0.897

value)

Tất cả sai số chuẩn (trong ngoặc đơn) là sai số được hiệu chỉnh để tùy ý phương sai thay đổi.
GMM-IV sử dụng các biến công cụ là hai bậc sai phân bậc nhất 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).

CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VỀ SỰ QUÁ TỰ TIN CỦA CEO VÀ CÁC QUYẾT
ĐỊNH TÀI CHÍNH
5.1 Phát hiện của nghiên cứu
1. Về 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


25

(không quá tự tin). Mặc dù, có sự nhạy cảm giữa đầu tư theo dòng tiền trong

nghiên cứu mẫu tổng thể. Tuy nhiên, cả mô hình đầu tư tĩnh và đầu tư động
không cho thấy bằng chứng tác động của quá tự tin của CEO lên độ nhạy cảm
đầu tư - dòng tiền (biến quá tự tin OC và tương tác của biến quá tự tin OC với
dòng tiền không có ý nghĩa thống kê).
2. Về 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. Luận án
tìm thấy bằng chứng quá tự tin của CEO đóng vai trò điều tiết ảnh hưởng của
điều kiện tài chính lên độ nhạy cảm đầu tư theo dòng tiền. Cụ thể, tác động
gián tiếp này có chiều âm và có mức độ trong phạm vi 0,86-0,91. Nghĩa là,
tính quá tự tin của CEO làm giảm ảnh hưởng của điều kiện tài chính (khi điều
kiện tài chính tốt lên) lên sự phụ thuộc đầu tư vào dòng tiền nội bộ. Lý giải
điều này cần thiết quay trở lại với định nghĩa về quá tự tin của CEO. CEO quá
tự tin ước lượng quá cao dòng tiền công ty. Sự thay đổi trong điều kiện tài
chính dưới con mắt của người CEO quá tự tin hẳn đã có tác động tích cực lên
quyết định đầu tư, bằng chứng cho thấy CEO quá tự tin tăng cường đầu tư và
không cảm thấy quá lệ thuộc vào dòng tiền nội bộ. Luận án phỏng đoán CEO
có thể tham gia nhiều hơn vào thị trường vay nợ trong trường hợp kết quả của
giả thuyết thứ 2 hỗ trợ cho giả thuyết thứ nhất. Ngoài ra, trong điều kiện thâm
hụt tài chính và dưới điều kiện tài chính tốt lên, sự phụ thuộc của đầu tư vào
dòng tiền giảm xuống cũng là điều dễ hiểu. Nghiên cứu về ảnh hưởng CEO
lên quyết định tài trợ, đặc biệt trong điều kiện thâm hụt tài chính, sẽ giúp có
một góc nhìn rõ hơn về vấn đề này.
3. Về giả thuyết 3: Công ty có CEO quá tự tin sẽ sử dụng đòn bẩy nợ cao hơn
công ty có CEO bình thường (không quá tự tin). Một lần nữa, tương tự giả
thuyết 1 với trường hợp quyết định đầu tư, luận án không tìm thấy bằng chứng
về vấn đề này trên mẫu quan sát 136 CEO của các công ty niêm yết trên sàn
chứng khoán Việt Nam mặc dù đã hiệu chỉnh mô hình chặt chẽ và hiệu quả
hơn. Ở đây có thể thấy, khi thị trường tài chính ổn định hơn, các CEO quá tự