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1、延付高管薪酬對銀行風險承擔的政策效應論文復制 2017 級企業(yè)管理仇麗芳220170909980一、 論文概述題目：延付高管薪酬對銀行風險承擔的政策效應 基于銀行盈余管理動機視角的 PSMDID 分析作者: 何靖 期刊:中國工業(yè)經(jīng)濟2016 年第 11 期 2008 年國際金融以后，高管薪酬激勵不當是引發(fā)商業(yè)銀行過度風險承擔的重要原因，已然成為社會共識。為此，各國紛紛提出了加強金融高管薪酬制度改革的原則和具體建議，其中一項重要內(nèi)容就是對高管薪酬實施延期支付，薪金追回措施。為了發(fā)揮薪酬機制對風險防控的約束作用，中國銀監(jiān)會于 2010 年發(fā)布商業(yè)銀行穩(wěn)健薪酬監(jiān)管指引，對銀行高管薪酬做了必須延期支付

2、和追索、扣回的規(guī)定，其目的是將風險成本、風險抵扣和薪酬掛鉤。現(xiàn)有歐美發(fā)達國家關于高管延付薪酬（內(nèi)部債務）的實證研究發(fā)現(xiàn)高管延付薪酬水平與銀行風險承擔之間顯著負相關。然而，高管延付薪酬在發(fā)達國家是與銀行風險偏好可能存在天然的內(nèi)生性的一種市場行為，即銀行風險偏好可能反過來決定高管延付薪酬水平。國外已有實證文獻只能證明延付高管薪酬與銀行風險承擔之間的相關性，而無法形成二者的因果推斷。監(jiān)管指引明確要求中國銀行業(yè)的高管薪酬實施延期支付，這一相當于一種“準自然實驗”，為本文提供了一個完全不同于發(fā)達國家的檢驗內(nèi)部債務理論的實驗樣本。理論上，這一政策實施很可能降低銀行的收益波動性，進而降低其通過 LLP 進行

3、盈余管理的動機。本文利用 2010 年銀監(jiān)會發(fā)布的商業(yè)銀行穩(wěn)健薪酬監(jiān)管指引這一政策沖擊和中國銀行業(yè) 20092013 年的數(shù)據(jù)，通過“準自然實驗”的 PSMDID 分析卻發(fā)現(xiàn)，延付高管薪酬在降低銀行收益波動的同時反而增強了其通過 LLP 進行盈余管理的動機。進一步對其動態(tài)邊際效應進行檢驗后發(fā)現(xiàn)，銀行通過 LLP 進行盈余管理的動機在薪酬延付后的第 3 年尤為顯著。出現(xiàn)這種情況的主要原因在于，當前中國銀行業(yè)高管延付薪酬的考核期限僅為 3年，出于穩(wěn)健性薪酬的目的，高管在延付薪酬后的第 3 年（考核期滿時）有更強的動力和能力進行盈余管理，從而可能令延付高管薪酬政策對銀行風險承擔的約束作用大打折扣。因

4、此，進一步優(yōu)化高管薪酬的延付時間、改革高管薪酬考核的績效指標、引入激勵性的養(yǎng)老金制度，是改革和完善當前銀行高管薪酬延付制度、實現(xiàn)銀行穩(wěn)健經(jīng)營和持續(xù)發(fā)展的重要舉措。二、簡述傾向匹配得分（PSM）和雙重差分（DID）方法的基本思想和計量模型1、傾向得分匹配（PSM）PSM 思想源于匹配估計量，其基本思想是在未實施延付高管薪酬的對照組中找到某個銀行 j，使其與實施了該政策的處理組中的銀行 i 的可觀測變量盡可能相似，即 i=j，當銀行的個體特征對是否實施延付高管薪酬的作用完全取決于可觀測的控制變量，銀行 j 與 i 實施該政策的概率相近。不過，直接匹配法的局限性在于匹配數(shù)量太多需要在高維度空間進行匹

5、配，可能遇到數(shù)據(jù)稀疏問題，太少又可能產(chǎn)生不合適的匹配，PSM 法根據(jù)匹配指標進行傾向得分 p 的計算并根據(jù) p 的相近度對處理組和對照組進行匹配，傾向得分 p 不僅是一維向量， 而且取值介于0，1之間，從而可以較好地解決上述問題。PSM 的理論依據(jù)在于，如果可忽略性假定成立，則只需在給定 p(x)的情況下，（y0i,y1i）就獨立與 Di，即（y0,y1）Dx （y0,y1）Dp(x)PSM 的可靠性取決于“條件獨立性條件”是否被滿足，即要求匹配后處理組和對照組銀行在可觀測變量上不存在顯著差異。如果二者存在顯著差異，則表示可觀測變量的選取或匹配方法的選擇不恰當，核匹配估計無效。因此，在報告核匹

6、配傾向得分估計結果之前，要首先進行匹配平衡性檢驗。2、雙重差分法在做隨機試驗或自然實驗時，實驗的效果往往需要一段時間才能表現(xiàn)出來， 而我們關心的恰恰是被解釋變量實驗前后的變化。為此，考慮以下兩期面板數(shù)據(jù)：Yit=+Dt+xit+i+it(i=1,2,.，n;t=1,2)其中，Dt 為實驗期虛擬變量（Dt=1，如果 t=2，試驗后；Dt=0，如果 t=1， 試驗前），i 為不可觀測的個體特征，而政策虛擬變量1,若 i實驗組，且 t=2Xit=0,其他因此，當 t=1 時，實驗組與控制組并沒有受到任何不同對待，Xit 都等于 0。當 t=2 時，實驗組 Xit=1，而對照組 Xit 依然等于 0。

7、對方程進行一階差分，以消掉 i,則有：Yi=Xi2i這種估計方法稱為“雙重差分估計量”，即實驗組的平均變化減去控制組的平均變化之差，剔除實驗組和控制組“實驗前差異”的影響。雙重差分法的優(yōu)點在于， 它同時控制了分組效應與時間效應。對該文研究來說，經(jīng)過 PSM 處理后獲得的處理組銀行，令虛擬變量 treated=1， 對于經(jīng)過 PSM 處理后獲得的對照組銀行，令 treated=0.同時，設置時間虛擬變量t，令高管延付薪酬后的年份 t=1，其他年份 t=0.根據(jù)以上界定，檢驗假設 1（當控制其他因素時，延付高管薪酬將導致銀行更低的收益波動性），設置基于 DID法的回歸模型如下：EarningsVo

8、latilityit=0+1treatedit+2tit+3treatedittit+Xit+ct+ci+it（1）其中，EarningsVolatilityit 衡量銀行 i 在第 t 期的收益波動性，X 是一組隨時間變化的可觀測的影響銀行收益波動性的控制變量，包括貸款增速（LOANG）、貸款撥備率（LPR）、銀行規(guī)模（SIZE）、杠桿率（LEV）、貸存比（LDR）、資本充足率（CAP）、權益收益率（ROE）、是否上市（LIST）、經(jīng)濟周期（GDPG）等變量。Ct 是年度固定效應，ci 是非觀測效應，it 是隨機誤差項。檢驗假設 2（當控制其他因素時，延付高管薪酬能降低銀行通過 LLP 計提

9、進行盈余管理的動機），設置基于 DID 法的模型如下：LLPit=0+1EBTPit+2tit+3treatedit+4titEBTPit+5treateditEBTPit+6treatedittit+7treatedittitEBTPit+Zit+t+i+it（2）其中，LLPit 衡量銀行 i 在 t 期計提的貸款損失準備，即銀行根據(jù)上一期的貸款情況預測未來的損失程度，并計提相應的損失準備。模型中用 EBTP 來測度銀行的盈余狀況。Z 是除了盈余管理動機以外，影響 LLP 的資本管理動機、信號傳遞動機以及其他因素的一組隨時間變化的可觀測變量，主要包括資本監(jiān)管壓力變量（RP1 和 RP2）、

10、信號傳遞變量（SIGN）、貸款沖銷凈額（LCO）、不良貸款率（NPL）、不良貸款增速（NPLG）、貸款規(guī)模（LOAN）、貸款增速（LOANG）和經(jīng)濟周期（GDPG）等變量。具體的 DID 差分過程總結如下表：假設 1政策實施前 t= 0政策實施后 t=1Difference對照組 treated=0處理組 treated=1 Difference0 0+110+2 0+1+2+31+32 2+33（DID）假設 2對照組 treated=0 處理組 treated=1 Difference1 1+551+4 1+4+5+75+74 4+77三、抽樣和數(shù)據(jù)獲取1.抽樣和數(shù)據(jù)獲取為統(tǒng)計中國銀行業(yè)延

11、付高管薪酬的實施情況，本文通過銀監(jiān)會網(wǎng)站獲得相關銀行，并手工查閱各銀行網(wǎng)站的公開信息披露，經(jīng)統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，截底 2013 年底，共有 70 家銀行實施延付高管薪酬政策，其中包括 4 家大型商業(yè)銀行、9 家股份制銀行、47 家城商行和 10 家商行。表 1 2005-2013 年中國實施延付高管薪酬的銀行年份銀行20052006200820092010201120122013杭州銀行平安銀行、日照銀行招商銀行、興業(yè)銀行、浙商銀行、南京銀行中國民生銀行、富滇銀行中國工商銀行、中國建設銀行、上海浦發(fā)銀行、徽商銀行、錦州銀行、洛陽銀行、柳州銀行、江蘇張家港農(nóng)商行、浙江泰隆銀行、齊商銀行、德陽銀行、萊商銀行

12、、嘉興銀行、常熟農(nóng)商行、長安銀行中信銀行、廣發(fā)銀行、上海銀行、哈爾濱銀行、蘇州銀行、溫州銀行、湖北銀行、貴陽銀行、鄭州銀行、攀枝花銀行、桂林銀行、東營銀行、唐山銀行、瀘州銀行、涼山州銀行、晉商銀行、丹東商行、江蘇吳江農(nóng)商行、江蘇昆山農(nóng)商行、江蘇紫金農(nóng)商行、江蘇太倉農(nóng)商行中國農(nóng)業(yè)銀行、江蘇銀行、盛京銀行、昆侖銀行、浙江稠州銀行、福建海峽銀行、內(nèi)蒙古銀行、綿陽城商行、泰安銀行、大連銀行、東莞銀行、濟寧銀行、廣東華興銀行、葫蘆島銀行、江蘇高淳農(nóng)商行、無錫農(nóng)商行中國交通銀行、金華銀行、河北銀行、威海城商行、銀行、晉城銀行、廣東揭陽銀行、安徽石臺農(nóng)商行監(jiān)管指引的頒布，標志著作為一種新的薪酬治理方式，延付

13、高管薪酬制度開始進入政策層面，絕大多數(shù)銀行都是在 2010 年以后開始實施高管薪酬延期支付。但也并非所有銀行都同時實行。因此，延付高管薪酬行為可能是中國銀行一個自我選擇的過程，即這一政策并非完全外生，是一個“準自然實驗”。為了處理延付高管薪酬政策的內(nèi)生性問題，本文采用傾向評分匹配方法即PSM 方法，從資本充足率、貸款撥備率等多個配對指標對延付高管薪酬政策的自選擇效應進行控制，為每一家實施延付高管薪酬的銀行（處理組）挑選可供比較的配對銀行（對照組），即那些在考察期內(nèi)未實施該政策的銀行。通過對比配對后處理組和對照組銀行的收益波動性和盈余管理動機，來判別延付高管薪酬政策的效果。為了剔除其他因素影響，

14、本文還將 2010 年之前與之后的所有銀行進行對比，綜合考慮這兩種差異的方法，就是計量經(jīng)濟學中的雙重差分模型。2.研究假設假設 1：當控制其他因素時，延付高管薪酬將導致銀行更低的收益波動性； 假設 2：當控制其他因素時，延付高管薪酬能降低銀行通過 LLP 計提進行盈余管理的動機。四、數(shù)據(jù)分析方法本文以 2010 年監(jiān)管指引的出臺作為政策的起始點，考察期為 20092013 年，使用依托于“準自然實驗”的 PSNDID 法對延付高管薪酬的政策效應進行評估。這一方法的優(yōu)點是較好的避免了延付高管薪酬政策作為解釋變量所存在的內(nèi)生性問題，或者確切的說是控制了應變量和解釋變量之間的相互影響效應，同時剔除了

15、其他因素的干擾而有效識別了延付高管薪酬對銀行風險承擔的凈影響效應。PSMDID 分析分成兩步：一是傾向得分匹配（PSM），二是雙重差分估計（DID）。（1）傾向得分匹配（PSM）進行 PSM 時，從樣本銀行中選擇兩類銀行作為分析對象：“2009 年未實施延付高管薪酬，但從 2010 年開始實施延付高管薪酬的銀行”稱為處理組；“20092013 年均未實施延付高管薪酬的銀行”稱為對照組。在考慮到當前中國銀行業(yè)高管薪酬激勵考核相關內(nèi)容的基礎上，從資本充足率（CAP）、貸款撥備率（LPR）、杠桿率（LEV）、不良貸款率（NPL）、貸存比（LDR）、貸款規(guī)模（LOAN）和資產(chǎn)收益率（ROA）等 7 個

16、可觀測變量對處理組和對照組銀行進行匹配，可觀測變量的數(shù)值時期為 2009 年。將處理組的 15 家銀行和對照組 87 家銀行進行了 PSM 處理，通過 Probit 模型來估計傾向得分，采用核匹配法確定權重，施加了“共同支持”條件。由于 PSM 的可靠性取決于“條件獨立性條件”是否被滿足，因此在報告核匹配傾向得分估計結果之前，本文進行了匹配平衡性檢驗。結果顯示，相比匹配前， 匹配后的處理組和對照組在資本充足率（CAP）、貸款撥備率（LPR）、杠桿率（LEV）、不良貸款率（NPL）、貸存比（LDR）、貸款規(guī)模（LOAN）和資產(chǎn)收益率（ROA）等方面的差異大幅下降。各匹配變量標準偏差的結果小于 1

17、0。從均值 T 檢驗的相伴概率可知，匹配后處理組和對照組在 2009 年的可觀測變量上不存在顯著差異。因此，可以認為本文選取的可觀測變量合適且匹配方法得當， 核匹配估計可靠。此時，處理組和對照組銀行在 2009 年具有基本一致的特征，他們在 2010 年實施延付高管薪酬政策的概率接近，從而可以相互比較。（2）雙重差分法（DID）對經(jīng)過 PSM 處理后獲得的處理組銀行，令虛擬變量 treated=1，對經(jīng)過 PSM 處理后的對照組銀行，令 treated=0.同時，設置虛擬變量 t，令延付高管薪酬后的年份 t=1,其他年份 t=0.根據(jù)上述界定，為了驗證假設 1，本文將基于 DID 法的回歸模型

18、設定如下：EarningsVolatilityit=01treatedit2tit3treatedit*titXitct+ci+it(1)其中，EarningsVolatilityit 衡量銀行 i 在第 t 期的收益波動性，包含以下三個維度：凈息差波動率（VNIM）；稅和貸款損失準備前利潤的波動率（VEBTP）；總體財務穩(wěn)健性（ZSCORE）。從式（4）中可以，延付高管薪酬對收益波動性的凈影響效應為 diff=232=3,從原始方程看，3 即 DID 估計量，為延付高管薪酬的政策效應，是本文關心的系數(shù)。如果延付高管薪酬降低了銀行的收益波動性，則 3 應該顯著為負。為了進一步檢驗假設 2，本文

19、引入 EBTP 及其與虛擬變量 treated、t 的交互項，構建基于 DID 法的回歸模型：LLPit=0 1EBTPit 2tit 3treatedit 4tit*treatedit 5treatedit*EBTPit 6 treatedit*tit 7treatedit*tit*EBTPitZit+vi+vtit(2)其中， LLPit 衡量銀行 i 在 t 時計提的貸款損失準備，Z 是除了盈余管理動機外，影響 LLP 的資本管理動機、信號傳遞動機以及其他因素的一組隨時間變化的可觀測變量。從式（5）中可以看出，延付高管薪酬對銀行盈余管理動機的凈影響效應為 diff=4+7-4=7。本文關

20、心的系數(shù)是 7。如果延付高管薪酬降低了銀行通過 LLP 進行盈余管理的動機，則 7 應該顯著為負。五、數(shù)據(jù)分析過程及結果解釋（stata 數(shù)據(jù)見附錄）1.傾向得分匹配處理根據(jù)研究方法，本文對處理組的 15 家銀行和對照組的 87 家銀行進行了 PSM 處理，并通過 Probit 模型來估計傾向的逢，采用核匹配法確定權重，施加了“共同支持”的條件。在進行匹配平衡性檢驗后發(fā)現(xiàn)，匹配后的處理組和對照組在資本充足率（CAP）、貸款撥備率（LPR）、杠桿率（LEV）、不良貸款率（NPL）、貸存比（LDR）、 貸款規(guī)模（LOAN）和資產(chǎn)收益率（ROA）等方面的差異大幅下降。各匹配變量標準偏差的結果小于 1

21、0。從均值 T 檢驗的相伴概率可知，匹配后處理組和對照組在 2009 年的可觀測變量上不存在顯著差異。因此，可以認為本文選取的可觀測變量合適且匹配方法得當，核匹配估計可靠。此時，處理組和對照組銀行在2009 年具有基本一致的特征，他們在 2010 年實施延付高管薪酬政策的概率接近，從而可以相互比較。具體結果如表 2 所示：表 22010 年實施延付高管薪酬銀行的匹配平衡檢驗結果（2010-2013）之后分別繪制了 PSM 處理后的處理組和對照組的 VNIM、VEBTPZSCORE 均值變動趨勢，如下圖所示。和圖 1 VNIM 均值變動趨勢圖 2 VEBTP 均值變動趨勢654321020102

22、01120122013ZSCORE對照組ZSCORE處理組0.60.50.40.30.20.10-0.1-0.22010201120122013VNIMVEBTPZSCORE0.70.60.50.40.30.20.102010201120122013VNIM對照組VNIM處理組0.50.40.30.20.102010201120122013VEBTP對照組VEBTP處理組觀測變量均值標準偏差減處理組對照組標準偏差少幅度(%)T 值檢驗相伴概率CAPLRPLEVLDRLOANNPLROA配對前配對后配對前配對后配對前配對后配對前配對后配對前配對后配對前配對后配對前配對后14.01712.9541

23、4.01713.8762.41532.83962.41532.4187.01136.58437.01136.976663.71176.60863.71163.53752.26251.1552.26252.7591.17532.39361.17531.17661.0767.879081.07671.044823.73.2-37.6-0.218.01.5-16.30.214.4-6.4-49.6-0.152.18.486.799.491.998.755.499.983.90.3120.9320.2780.9940.5150.9680.6580.9560.6430.8580.1770.9960.12

24、60.827圖 3 ZSCORE 均值變動趨勢圖 4 盈余波動性變量組間均值差變動趨勢根據(jù)上圖可以看出，無論是處理后的處理組和對照組的 VNIM、VEBTP 和ZSCORE 均值，均持續(xù)處于遞減（遞增）趨勢。說明 20102013 年樣本銀行的收益波動性穩(wěn)步下降。但是，直接估算 2010 年以后 VNIM、VEBTP 和 ZSCORE 的變化，則會簡單地認為延付高管薪酬降低了銀行收益波動性，因為此時忽視了樣本期內(nèi)對照組的收益波動性也呈現(xiàn)下降趨勢的客觀事實。因此，進一步運用DID 策略識別延付高管薪酬的凈影響效應，通過對處理組和對照組的 VNIM、VEBTP 和 ZSCORE 進行組間做差（處理

25、組均值-對照組均值）得到圖 5?？梢钥吹?，VNIM 組間均值差的絕對值在 2011 年顯著增大，但 20122013 年逐漸縮小，而 VEBTP 和 ZSCORE 組間均值差的絕對值則呈現(xiàn)先收窄后增大的特征，間接反映了，間接反映了延付高管薪酬對銀行 VNIM 的影響可能具有即時性，而對銀行 VEBTP 和 ZSCORE 的影響具有滯后性。此外，ZSCORE 的組間均值差在 2013 年與 2010 年的差距遠高于 VNIM、VEBTP 的組間均值差在 2013 年與 2010 年的差距。2.雙重差分法（1）平均處理效應。在 PSM 處理的基礎上，本文對式（1）進行 DID 檢驗。采用固定效應法

26、估計面板雙重差分模型。由于政策虛擬變量 treated 具有時間不變性，因此在進行 DID 固定效應分析時，會被自動刪除。表 3 列出了（1）的 DID 檢驗結果。表 3 延付高管薪酬影響銀行收益波動性的平均處理效應變量VNIMVEBTPZSCORE（1）（2）（3）（4）（5）（6）ttreated tLOANGCAPSIZELPRLDRGDPGLEVROE-0.3249*-4.1082-0.0855-1.5942-0.2873*-3.49640.02410.17340.0033*1.78680.0652*3.3872-0.0679-0.4932 0.0709*2.27570.00571.1

27、8520.02650.9601-0.0625*-1.80630.01171.5443-0.1717*-3.1487-0.0707*-1.9109-0.1204*-2.1270-0.0396-0.41310.00070.56390.0371*2.8023-0.1003-1.05840.0631*2.9405-0.0036-1.0870-0.0081-0.4236-0.0287-1.2026 0.0128*2.44551.3989*2.59750.54631.46701.5714*2.71401.06641.08240.00200.15720.11420.8384-0.3773-0.3875-0.

28、0050-0.02280.01730.51040.07660.39270.07160.29190.08071.5036注：括號內(nèi)的值為雙尾檢驗 t 值；*、*、*分別表示在 10%、5%、1%水平上顯著； treated 和LIST 變量由于具有時間不變性，回歸時被自動刪除。在上表的 DID 檢驗中，列（1）、（3）、（5）是沒有加入其它控制變量的估計結果；列（2）、（4）、（6）是加入了其它控制變量的結果?？梢钥吹?，加不加控制變量，交互項 ttreatedd 的系數(shù)均為負（因變量為 ZSCORE 時則顯著為正），這說明延付高管薪酬顯著降低了銀行的收益波動性，從而證實了假設 1.本文進一步利用

29、式（5）對假設 2 進行檢驗，結果如下表中（1）、（2）所示，其中列（2）是加入了其他控制變量的回歸結果，但無論加入控制變量與否，交互項 treatedit*tit*EBTPi 的系數(shù)顯著為正，這與假設 2 的預期相反，即延付高管薪酬后銀行通過 LLP 進行盈余管理的動機反而明顯增強。表 4 延付高管薪酬對銀行盈余管理動機影響的 DID 檢驗變量LLP平均處理效應動態(tài)邊際影響效應（1）（2）（3）（4）EBTPt tEBTPtreatedEBTP treated ttreated*EBTP t2011t2012 t2013t2011EBTP t2012EBTP0.1391* (2.08)-0.

30、1017(-1.00)0.0496(1.01)-0.1577(-1.24)-0.6013* (-2.45)0.3761* (3.28)-0.1033(-0.94)-0.1750(-1.05) 0.1501* (2.15)-0.0102(-0.07)-0.3757(-1.36) 0.2496* (1.93)0.1376* (2.1228)-0.1381(-1.1129)-0.1112(-0.9837)-0.1280(-0.9677)-0.2509(-1.6018)0.0343(0.6538)0.0440(0.7094)-0.0868(-0.7939)-0.0042(-0.0309)-0.2338

31、(-1.4498)-0.2200(-1.1835)-0.2828(-1.1555) 0.1318* (1.6997) 0.1367* (1.7021)_CONS0.5088*15.9165-0.1847-0.10470.3743*16.98621.14900.94534.4636*20.57333.39450.2719樣本量R2F 值 銀行數(shù)1820.236010.04*481740.35175.20*471820.187.44*481740.31294.36*471770.12374.45*471750.16361.89*47（2）動態(tài)邊際影響效應以上結果表明，如果僅比較平均處理效應而不考慮

32、動態(tài)邊際影響，延付高管薪酬政策對于銀行風險承擔影響的凈效應為：延付高管薪酬降低了銀行的收益波動性，但同時反而提高了銀行通過 LLP 進行盈余管理的動機。這與文中的假設存在一定的矛盾。因此，為了進一步檢驗延付高管薪酬對于收益波動性的影響， 進行動態(tài)邊際效應檢驗。通過式（1）中引入時間虛擬變量（式（3） EarningsVolatilityit=0 1treatedit 2t2011it 3t2012it+4t2013it+5reatedit*t2011it 6reatedit*t2012it+7reatedit*t2013it+Xitct+it（3）其中，t2011、t2012、t2013 分別

33、為對應于 2011 年、2012 年、2013 年的時間虛擬變量。本文在考察延付高管薪酬對銀行收益波動性的動態(tài)邊際影響效應時， 關心的是交互項 treated*t2011、treated*t2012、treated*t2013 的系數(shù) 5、6、7。得到檢驗結果如下表所示：表 5延付高管薪酬對銀行收益波動性的動態(tài)邊際影響效應變量VNIMVEBTPZSCORE（1）（2）（3）（4）（5）（6）t2011treated t2012treated t2013treatedt2011t2012-0.3190*-3.2919-0.3470*-3.5519-0.3085*-3.1328-0.0395-0.

34、7166-0.0710-0.2790*-2.8528-0.3141*-3.1374-0.2655*-2.5311-0.0599-0.7353-0.0777-0.0934-1.4221-0.1975*-2.9829-0.2294*-3.4371-0.0201-0.5374-0.0413-0.0613-0.9203-0.1460*-2.1418-0.1743*-2.4414-0.0380-0.6848-0.06080.68451.06201.2815*1.97182.3251*3.51380.06780.18430.15880.92721.37521.5440*2.23482.5599*3.530

35、1-0.1410-0.25130.0195t2013EBTPt2011treated t2012treated t2013treated t2011treatedEBTP t2012treatedEBTP t2013treatedEBTP控制變量0.1193(1.5707)-0.5774* (-2.0794)-0.1649(-0.4838)-1.1898* (-3.3295)0.3596* (2.8335)0.1770(1.1513)0.6670* (3.9142)否0.1812* (1.7602)-0.3644(-1.1495)-0.0780(-0.2119)-0.9797* (-2.440

36、8)0.2408(1.6510)0.1101(0.6622)0.5570* (2.9300)是樣本量R2F 值銀行數(shù)1830.28896.45*481630.39654.23*441830.36314.93*481630.45043.61*44上表列示了在式（1）中加入時間變量后的回歸結果，當因變量為 VNIM 時， treatedt2011、treatedt2012 和 treatedt2013 系數(shù)均顯著為負， 說明 2010 年延付高管薪酬后銀行的凈息差波動率在 2011 年、2012 年和 2013 年均顯著下降，且其邊際效應表現(xiàn)為先增后減。當因變量為 VEBTP 時，交互項均為負，

37、但只有 treatedt2012 和 treatedt2013 顯著， 說明延付高管薪酬政策對銀行總體經(jīng)營收入波動性的影響表現(xiàn)出滯后性，效果在政策實施后的第 2 年（2012 年）開始顯現(xiàn)，其邊際效應呈遞增態(tài)勢。 當因變量為 ZSCORE 時，交互項系數(shù)均為正，其系數(shù)的顯著性說明延付高管薪酬對 ZSCORE 的影響也具有滯后性， 系數(shù)的大小則表明 ZSCORE 在 2013 年有明顯更高的提升幅度。之所以產(chǎn)生這種分化的原因可能是，當前中國銀行業(yè)的主要盈利來源仍集中于貸款投放，因此， 延付高管薪酬的實施首先影響到銀行的 VNIM，而對 VEBTP 以及 ZSCORE 的影響則表現(xiàn)出一定的滯后性。

38、為進一步檢驗延付高管薪酬對銀行盈余管理動機的動態(tài)邊際效應，本文進一步 在 式 （5） 中 引 入 時 間 虛 擬 變 量 ， 如 式 （4） 所 示 ： LLPit=01EBTPit2t2011it3t2012it4t2013it5t2011it*EBTPit6 t2012it*EBTPit7t2013it*EBTPit+8treatedit+9treatedit*EBTPit+10t2011it*treatedit+11t2012it*treatedi+12t2013it*treatedit+13t2011it*treatedit*EBTPit+14t2012it*treatedit*EBT

39、Pit+15t2013it*treatedit*EBTPitZit+viit對其進行 DID 檢驗，得到下表：表 6延付高管薪酬對銀行盈余管理動機影響的 DID 檢驗（4）變量LLP平均處理效應動態(tài)邊際影響效應（1）（2）（3）（4）EBTPt tEBTPtreatedEBTP0.1391*2.0826-0.1017-0.99620.04961.0083-0.1577-1.2450-0.1033-0.9357-0.1750-1.0521 0.1501*2.1514-0.0102-0.07440.1376*2.1228-0.1381-1.1129-0.0868-0.7939-0.0042-0.0

40、309t2013控制變量_CONS-1.2558-0.0913-1.5777否0.5088*15.8033-0.63780.01430.0979是-0.1604-0.0901-1.0778-0.0497-1.2667否0.3739*17.1388-0.73320.00040.0042是1.09240.90200.42080.18420.4635否4.4682*20.93910.02310.41750.4134是4.39820.3574樣本量R2F 值 銀行數(shù)1820.23706.63*481740.35314.41*471820.21465.83*481740.33073.99*471770.

41、16584.11*471750.20232.06*47如上表，列（1）、（2）為平均處理效應結果列示。其中列（1）為沒有加入其他控制變量的估計結果，可以看到，EBTP 的系數(shù)顯著為正，這說明樣本銀行存在顯著的、通過 LLP 進行盈余管理的動機。 交互項 ttreatedEBTP 的系數(shù)顯著為正，說明延付高管薪酬加劇了銀行通過 LLP 進行盈余管理的動機。 列（2）為加入了其他控制變量的回歸結果，可以看到，交互項 ttreatedEBTP 的系數(shù)依然顯著為正。 因此，列（1）、列（2）的結果與假設 2 的預期相反，即延付高管薪酬后銀行通過 LLP 進行盈余管理的動機反而明顯增強。列（3）和列（4

42、）則是動態(tài)邊際影響效應的列示，它報告了式（4）的回歸結果，可以看到，三項交互項是 t2011treatedEBTP、t2012treatedEBTP 和t2013treatedEBTP 的系數(shù)均為正，從各系數(shù)的顯著性和大小看，t2013treatedtEBTPttreatedEBTP t2011t2012t2013 t2011EBTP t2012EBTP t2013EBTPt2011treated t2012treated t2013treatedt2011treated EBTPt2012treated EBTPt2013*treated*EBTP控制變量-0.6013*-2.44670.3

43、761*3.2795否-0.3757-1.3585 0.2496*1.9265是-0.1112-0.9837-0.1280-0.9677-0.2509-1.60180.03430.65380.04400.70940.11931.5707-0.5774*-2.0794-0.1649-0.4838-1.1898*-3.32950.3576*2.83350.17701.15130.6670*3.9142否-0.2338-1.4498-0.2200-1.1835-0.2828-1.1555 0.1318*1.69970.1367*1.70210.1812*1.7602-0.3644-1.1495-0.

44、0780-0.2119-0.9797*-2.44080.24111.65100.11010.66220.5570*2.9300是樣本量R2F 值銀行數(shù)1830.28896.45481630.39654.23441830.36314.93481630.45043.6144EBTP 的系數(shù)明顯更大且在 1%的水平上顯著，這說明銀行在延付高管薪酬后的第 3 年有明顯更強的盈余管理動機。結合監(jiān)管指引中對延期支付的相關要求，作者認為 “ZSCORE 的組間均值差在 2013 年大幅提升”的現(xiàn)象可能是由于高管在延付薪酬考核期滿時通過 LLP 進行盈余管理的行為所致。（3）穩(wěn)健性檢驗為了檢驗實證結果的可靠性

45、，本文考慮處理組和對照組考察期的變化：（1）將原來 2009-2013 年考察期間縮短為 2009-2012 年，即處理組為“2010 年開始延付高管薪酬的銀行”共15 家，對照組為“2009-2012 均為實施延付高管薪酬的銀行”；（2）將原來的 2009-2013 年考察期間縮短為 2009-2011 年，即處理組為“2010 年開始延付高管薪酬的銀行”共 15 家，對照組為“2009-2011 年始終未實施延付高管薪酬的銀行”。對上述樣本重新進行 PSM-DID 檢驗得到以下結果：表 7 2010 年實施延付高管薪酬銀行的匹配平衡檢驗結果（20102012）觀測變量均值標準偏差標準偏差減

46、少幅度(%)T 值檢驗相伴概率處理組對照組CAPLRPLEVLDRLOANNPLROA配對前配對后配對前配對后配對前配對后配對前配對后配對前配對后配對前配對后配對前配對后14.01712.87714.01714.0952.41532.84612.41532.48957.01136.53957.01137.026463.71176.22263.71163.11352.26251.552.26252.5611.17532.38411.17531.21751.0767.862931.07671.04725.5-1.8-38.9-6.720.1-0.6-16.40.89.9-3.9-50.8-1.85

47、7.27.993.182.896.895.260.896.586.10.2670.9630.2590.8360.4600.9860.6560.8510.7480.9180.1670.8560.0920.837表 8延付高管薪酬影響銀行收益波動性的平均處理效應變量VNIMVEBTPZSCORE（1）（2）（3）（4）（5）（6）t treated tLOANGCAPSIZELPRLDRGDPGLEVROE_CONS-0.223*-2.447-0.142*-2.4950.501*14.398-0.270*-2.837-0.031-0.196-0.002-0.9500.0251.007-0.017-

48、0.0900.0591.1580.019*2.8700.0471.100-0.027-0.6450.0111.132-1.567-0.6673.8820.962-3.751-1.4566.188*3.9471.3350.315-3.566-0.508-0.091-0.841-1.430-1.272-7.195-0.844-2.038-0.877 0.543*1.831-1.630-0.8260.7300.374-0.310-0.67899.5260.9480.710*2.5880.2531.4554.529*42.9550.738*2.478-0.317-0.6460.0040.523-0.040-0.5130.7831.303-0.028-0.179-0.006-