論文復(fù)制作業(yè)1 9仇麗芳 0

1、延付高管薪酬對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的政策效應(yīng)論文復(fù)制 2017 級(jí)企業(yè)管理仇麗芳220170909980一、 論文概述題目：延付高管薪酬對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的政策效應(yīng) 基于銀行盈余管理動(dòng)機(jī)視角的 PSMDID 分析作者: 何靖 期刊:中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)2016 年第 11 期 2008 年國(guó)際金融以后，高管薪酬激勵(lì)不當(dāng)是引發(fā)商業(yè)銀行過(guò)度風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的重要原因，已然成為社會(huì)共識(shí)。為此，各國(guó)紛紛提出了加強(qiáng)金融高管薪酬制度改革的原則和具體建議，其中一項(xiàng)重要內(nèi)容就是對(duì)高管薪酬實(shí)施延期支付，薪金追回措施。為了發(fā)揮薪酬機(jī)制對(duì)風(fēng)險(xiǎn)防控的約束作用，中國(guó)銀監(jiān)會(huì)于 2010 年發(fā)布商業(yè)銀行穩(wěn)健薪酬監(jiān)管指引，對(duì)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(fēng)險(xiǎn)成本、風(fēng)險(xiǎn)抵扣和薪酬掛鉤?，F(xiàn)有歐美發(fā)達(dá)國(guó)家關(guān)于高管延付薪酬（內(nèi)部債務(wù)）的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)高管延付薪酬水平與銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)之間顯著負(fù)相關(guān)。然而，高管延付薪酬在發(fā)達(dá)國(guó)家是與銀行風(fēng)險(xiǎn)偏好可能存在天然的內(nèi)生性的一種市場(chǎng)行為，即銀行風(fēng)險(xiǎn)偏好可能反過(guò)來(lái)決定高管延付薪酬水平。國(guó)外已有實(shí)證文獻(xiàn)只能證明延付高管薪酬與銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)之間的相關(guān)性，而無(wú)法形成二者的因果推斷。監(jiān)管指引明確要求中國(guó)銀行業(yè)的高管薪酬實(shí)施延期支付，這一相當(dāng)于一種“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，為本文提供了一個(gè)完全不同于發(fā)達(dá)國(guó)家的檢驗(yàn)內(nèi)部債務(wù)理論的實(shí)驗(yàn)樣本。理論上，這一政策實(shí)施很可能降低銀行的收益波動(dòng)性，進(jìn)而降低其通過(guò) LLP 進(jìn)行

3、盈余管理的動(dòng)機(jī)。本文利用 2010 年銀監(jiān)會(huì)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(guó)銀行業(yè) 20092013 年的數(shù)據(jù)，通過(guò)“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”的 PSMDID 分析卻發(fā)現(xiàn)，延付高管薪酬在降低銀行收益波動(dòng)的同時(shí)反而增強(qiáng)了其通過(guò) LLP 進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)。進(jìn)一步對(duì)其動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，銀行通過(guò) LLP 進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)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(dāng)前中國(guó)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(shí)）有更強(qiáng)的動(dòng)力和能力進(jìn)行盈余管理，從而可能令延付高管薪酬政策對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的約束作用大打折扣。因

4、此，進(jìn)一步優(yōu)化高管薪酬的延付時(shí)間、改革高管薪酬考核的績(jī)效指標(biāo)、引入激勵(lì)性的養(yǎng)老金制度，是改革和完善當(dāng)前銀行高管薪酬延付制度、實(shí)現(xiàn)銀行穩(wěn)健經(jīng)營(yíng)和持續(xù)發(fā)展的重要舉措。二、簡(jiǎn)述傾向匹配得分（PSM）和雙重差分（DID）方法的基本思想和計(jì)量模型1、傾向得分匹配（PSM）PSM 思想源于匹配估計(jì)量，其基本思想是在未實(shí)施延付高管薪酬的對(duì)照組中找到某個(gè)銀行 j，使其與實(shí)施了該政策的處理組中的銀行 i 的可觀測(cè)變量盡可能相似，即 i=j，當(dāng)銀行的個(gè)體特征對(duì)是否實(shí)施延付高管薪酬的作用完全取決于可觀測(cè)的控制變量，銀行 j 與 i 實(shí)施該政策的概率相近。不過(guò)，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(jìn)行匹

5、配，可能遇到數(shù)據(jù)稀疏問(wèn)題，太少又可能產(chǎn)生不合適的匹配，PSM 法根據(jù)匹配指標(biāo)進(jìn)行傾向得分 p 的計(jì)算并根據(jù) p 的相近度對(duì)處理組和對(duì)照組進(jìn)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(wèn)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(dú)立與 Di，即（y0,y1）Dx （y0,y1）Dp(x)PSM 的可靠性取決于“條件獨(dú)立性條件”是否被滿足，即要求匹配后處理組和對(duì)照組銀行在可觀測(cè)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(cè)變量的選取或匹配方法的選擇不恰當(dāng)，核匹配估計(jì)無(wú)效。因此，在報(bào)告核匹

6、配傾向得分估計(jì)結(jié)果之前，要首先進(jìn)行匹配平衡性檢驗(yàn)。2、雙重差分法在做隨機(jī)試驗(yàn)或自然實(shí)驗(yàn)時(shí)，實(shí)驗(yàn)的效果往往需要一段時(shí)間才能表現(xiàn)出來(lái)， 而我們關(guān)心的恰恰是被解釋變量實(shí)驗(yàn)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(shí)驗(yàn)期虛擬變量（Dt=1，如果 t=2，試驗(yàn)后；Dt=0，如果 t=1， 試驗(yàn)前），i 為不可觀測(cè)的個(gè)體特征，而政策虛擬變量1,若 i實(shí)驗(yàn)組，且 t=2Xit=0,其他因此，當(dāng) t=1 時(shí)，實(shí)驗(yàn)組與控制組并沒(méi)有受到任何不同對(duì)待，Xit 都等于 0。當(dāng) t=2 時(shí)，實(shí)驗(yàn)組 Xit=1，而對(duì)照組 Xit 依然等于 0。

7、對(duì)方程進(jìn)行一階差分，以消掉 i,則有：Yi=Xi2i這種估計(jì)方法稱為“雙重差分估計(jì)量”，即實(shí)驗(yàn)組的平均變化減去控制組的平均變化之差，剔除實(shí)驗(yàn)組和控制組“實(shí)驗(yàn)前差異”的影響。雙重差分法的優(yōu)點(diǎn)在于， 它同時(shí)控制了分組效應(yīng)與時(shí)間效應(yīng)。對(duì)該文研究來(lái)說(shuō)，經(jīng)過(guò) PSM 處理后獲得的處理組銀行，令虛擬變量 treated=1， 對(duì)于經(jīng)過(guò) PSM 處理后獲得的對(duì)照組銀行，令 treated=0.同時(shí)，設(shè)置時(shí)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(yàn)假設(shè) 1（當(dāng)控制其他因素時(shí)，延付高管薪酬將導(dǎo)致銀行更低的收益波動(dòng)性），設(shè)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(dòng)性，X 是一組隨時(shí)間變化的可觀測(cè)的影響銀行收益波動(dòng)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(quán)益收益率（ROE）、是否上市（LIST）、經(jīng)濟(jì)周期（GDPG）等變量。Ct 是年度固定效應(yīng)，ci 是非觀測(cè)效應(yīng)，it 是隨機(jī)誤差項(xiàng)。檢驗(yàn)假設(shè) 2（當(dāng)控制其他因素時(shí)，延付高管薪酬能降低銀行通過(guò) LLP 計(jì)提

9、進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)），設(shè)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(jì)提的貸款損失準(zhǔn)備，即銀行根據(jù)上一期的貸款情況預(yù)測(cè)未來(lái)的損失程度，并計(jì)提相應(yīng)的損失準(zhǔn)備。模型中用 EBTP 來(lái)測(cè)度銀行的盈余狀況。Z 是除了盈余管理動(dòng)機(jī)以外，影響 LLP 的資本管理動(dòng)機(jī)、信號(hào)傳遞動(dòng)機(jī)以及其他因素的一組隨時(shí)間變化的可觀測(cè)變量，主要包括資本監(jiān)管壓力變量（RP1 和 RP2）、

10、信號(hào)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(jì)周期（GDPG）等變量。具體的 DID 差分過(guò)程總結(jié)如下表：假設(shè) 1政策實(shí)施前 t= 0政策實(shí)施后 t=1Difference對(duì)照組 treated=0處理組 treated=1 Difference0 0+110+2 0+1+2+31+32 2+33（DID）假設(shè) 2對(duì)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(jì)中國(guó)銀行業(yè)延

11、付高管薪酬的實(shí)施情況，本文通過(guò)銀監(jiān)會(huì)網(wǎng)站獲得相關(guān)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(jì)發(fā)現(xiàn)，截底 2013 年底，共有 70 家銀行實(shí)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(guó)實(shí)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(guó)民生銀行、富滇銀行中國(guó)工商銀行、中國(guó)建設(shè)銀行、上海浦發(fā)銀行、徽商銀行、錦州銀行、洛陽(yáng)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(yáng)銀行、萊商銀行

12、、嘉興銀行、常熟農(nóng)商行、長(zhǎng)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(yáng)銀行、鄭州銀行、攀枝花銀行、桂林銀行、東營(yíng)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(cāng)農(nóng)商行中國(guó)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(yáng)城商行、泰安銀行、大連銀行、東莞銀行、濟(jì)寧銀行、廣東華興銀行、葫蘆島銀行、江蘇高淳農(nóng)商行、無(wú)錫農(nóng)商行中國(guó)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(yáng)銀行、安徽石臺(tái)農(nóng)商行監(jiān)管指引的頒布，標(biāo)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(jìn)入政策層面，絕大多數(shù)銀行都是在 2010 年以后開始實(shí)施高管薪酬延期支付。但也并非所有銀行都同時(shí)實(shí)行。因此，延付高管薪酬行為可能是中國(guó)銀行一個(gè)自我選擇的過(guò)程，即這一政策并非完全外生，是一個(gè)“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”。為了處理延付高管薪酬政策的內(nèi)生性問(wèn)題，本文采用傾向評(píng)分匹配方法即PSM 方法，從資本充足率、貸款撥備率等多個(gè)配對(duì)指標(biāo)對(duì)延付高管薪酬政策的自選擇效應(yīng)進(jìn)行控制，為每一家實(shí)施延付高管薪酬的銀行（處理組）挑選可供比較的配對(duì)銀行（對(duì)照組），即那些在考察期內(nèi)未實(shí)施該政策的銀行。通過(guò)對(duì)比配對(duì)后處理組和對(duì)照組銀行的收益波動(dòng)性和盈余管理動(dòng)機(jī)，來(lái)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(jìn)行對(duì)比，綜合考慮這兩種差異的方法，就是計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的雙重差分模型。2.研究假設(shè)假設(shè) 1：當(dāng)控制其他因素時(shí)，延付高管薪酬將導(dǎo)致銀行更低的收益波動(dòng)性； 假設(shè) 2：當(dāng)控制其他因素時(shí)，延付高管薪酬能降低銀行通過(guò) LLP 計(jì)提進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)。四、數(shù)據(jù)分析方法本文以 2010 年監(jiān)管指引的出臺(tái)作為政策的起始點(diǎn)，考察期為 20092013 年，使用依托于“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”的 PSNDID 法對(duì)延付高管薪酬的政策效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估。這一方法的優(yōu)點(diǎn)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(wèn)題，或者確切的說(shuō)是控制了應(yīng)變量和解釋變量之間的相互影響效應(yīng)，同時(shí)剔除了

15、其他因素的干擾而有效識(shí)別了延付高管薪酬對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的凈影響效應(yīng)。PSMDID 分析分成兩步：一是傾向得分匹配（PSM），二是雙重差分估計(jì)（DID）。（1）傾向得分匹配（PSM）進(jìn)行 PSM 時(shí)，從樣本銀行中選擇兩類銀行作為分析對(duì)象：“2009 年未實(shí)施延付高管薪酬，但從 2010 年開始實(shí)施延付高管薪酬的銀行”稱為處理組；“20092013 年均未實(shí)施延付高管薪酬的銀行”稱為對(duì)照組。在考慮到當(dāng)前中國(guó)銀行業(yè)高管薪酬激勵(lì)考核相關(guān)內(nèi)容的基礎(chǔ)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(gè)

16、可觀測(cè)變量對(duì)處理組和對(duì)照組銀行進(jìn)行匹配，可觀測(cè)變量的數(shù)值時(shí)期為 2009 年。將處理組的 15 家銀行和對(duì)照組 87 家銀行進(jìn)行了 PSM 處理，通過(guò) Probit 模型來(lái)估計(jì)傾向得分，采用核匹配法確定權(quán)重，施加了“共同支持”條件。由于 PSM 的可靠性取決于“條件獨(dú)立性條件”是否被滿足，因此在報(bào)告核匹配傾向得分估計(jì)結(jié)果之前，本文進(jìn)行了匹配平衡性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，相比匹配前， 匹配后的處理組和對(duì)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(biāo)準(zhǔn)偏差的結(jié)果小于 1

17、0。從均值 T 檢驗(yàn)的相伴概率可知，匹配后處理組和對(duì)照組在 2009 年的可觀測(cè)變量上不存在顯著差異。因此，可以認(rèn)為本文選取的可觀測(cè)變量合適且匹配方法得當(dāng)， 核匹配估計(jì)可靠。此時(shí)，處理組和對(duì)照組銀行在 2009 年具有基本一致的特征，他們?cè)?2010 年實(shí)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(duì)經(jīng)過(guò) PSM 處理后獲得的處理組銀行，令虛擬變量 treated=1，對(duì)經(jīng)過(guò) PSM 處理后的對(duì)照組銀行，令 treated=0.同時(shí)，設(shè)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(yàn)證假設(shè) 1，本文將基于 DID 法的回歸模型

18、設(shè)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(dòng)性，包含以下三個(gè)維度：凈息差波動(dòng)率（VNIM）；稅和貸款損失準(zhǔn)備前利潤(rùn)的波動(dòng)率（VEBTP）；總體財(cái)務(wù)穩(wěn)健性（ZSCORE）。從式（4）中可以，延付高管薪酬對(duì)收益波動(dòng)性的凈影響效應(yīng)為 diff=232=3,從原始方程看，3 即 DID 估計(jì)量，為延付高管薪酬的政策效應(yīng)，是本文關(guān)心的系數(shù)。如果延付高管薪酬降低了銀行的收益波動(dòng)性，則 3 應(yīng)該顯著為負(fù)。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè) 2，本文

19、引入 EBTP 及其與虛擬變量 treated、t 的交互項(xiàng)，構(gòu)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(shí)計(jì)提的貸款損失準(zhǔn)備，Z 是除了盈余管理動(dòng)機(jī)外，影響 LLP 的資本管理動(dòng)機(jī)、信號(hào)傳遞動(dòng)機(jī)以及其他因素的一組隨時(shí)間變化的可觀測(cè)變量。從式（5）中可以看出，延付高管薪酬對(duì)銀行盈余管理動(dòng)機(jī)的凈影響效應(yīng)為 diff=4+7-4=7。本文關(guān)

20、心的系數(shù)是 7。如果延付高管薪酬降低了銀行通過(guò) LLP 進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)，則 7 應(yīng)該顯著為負(fù)。五、數(shù)據(jù)分析過(guò)程及結(jié)果解釋（stata 數(shù)據(jù)見(jiàn)附錄）1.傾向得分匹配處理根據(jù)研究方法，本文對(duì)處理組的 15 家銀行和對(duì)照組的 87 家銀行進(jìn)行了 PSM 處理，并通過(guò) Probit 模型來(lái)估計(jì)傾向的逢，采用核匹配法確定權(quán)重，施加了“共同支持”的條件。在進(jìn)行匹配平衡性檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，匹配后的處理組和對(duì)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(biāo)準(zhǔn)偏差的結(jié)果小于 1

21、0。從均值 T 檢驗(yàn)的相伴概率可知，匹配后處理組和對(duì)照組在 2009 年的可觀測(cè)變量上不存在顯著差異。因此，可以認(rèn)為本文選取的可觀測(cè)變量合適且匹配方法得當(dāng)，核匹配估計(jì)可靠。此時(shí)，處理組和對(duì)照組銀行在2009 年具有基本一致的特征，他們?cè)?2010 年實(shí)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(jié)果如表 2 所示：表 22010 年實(shí)施延付高管薪酬銀行的匹配平衡檢驗(yàn)結(jié)果（2010-2013）之后分別繪制了 PSM 處理后的處理組和對(duì)照組的 VNIM、VEBTPZSCORE 均值變動(dòng)趨勢(shì)，如下圖所示。和圖 1 VNIM 均值變動(dòng)趨勢(shì)圖 2 VEBTP 均值變動(dòng)趨勢(shì)654321020102

22、01120122013ZSCORE對(duì)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(duì)照組VNIM處理組0.50.40.30.20.102010201120122013VEBTP對(duì)照組VEBTP處理組觀測(cè)變量均值標(biāo)準(zhǔn)偏差減處理組對(duì)照組標(biāo)準(zhǔn)偏差少幅度(%)T 值檢驗(yàn)相伴概率CAPLRPLEVLDRLOANNPLROA配對(duì)前配對(duì)后配對(duì)前配對(duì)后配對(duì)前配對(duì)后配對(duì)前配對(duì)后配對(duì)前配對(duì)后配對(duì)前配對(duì)后配對(duì)前配對(duì)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(dòng)趨勢(shì)圖 4 盈余波動(dòng)性變量組間均值差變動(dòng)趨勢(shì)根據(jù)上圖可以看出，無(wú)論是處理后的處理組和對(duì)照組的 VNIM、VEBTP 和ZSCORE 均值，均持續(xù)處于遞減（遞增）趨勢(shì)。說(shuō)明 20102013 年樣本銀行的收益波動(dòng)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(huì)簡(jiǎn)單地認(rèn)為延付高管薪酬降低了銀行收益波動(dòng)性，因?yàn)榇藭r(shí)忽視了樣本期內(nèi)對(duì)照組的收益波動(dòng)性也呈現(xiàn)下降趨勢(shì)的客觀事實(shí)。因此，進(jìn)一步運(yùn)用DID 策略識(shí)別延付高管薪酬的凈影響效應(yīng)，通過(guò)對(duì)處理組和對(duì)照組的 VNIM、VEBTP 和 ZSCORE 進(jìn)行組間做差（處理

25、組均值-對(duì)照組均值）得到圖 5?？梢钥吹剑琕NIM 組間均值差的絕對(duì)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(duì)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(duì)銀行 VNIM 的影響可能具有即時(shí)性，而對(duì)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(yuǎn)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(yīng)。在 PSM 處理的基礎(chǔ)上，本文對(duì)式（1）進(jìn)行 DID 檢驗(yàn)。采用固定效應(yīng)法

26、估計(jì)面板雙重差分模型。由于政策虛擬變量 treated 具有時(shí)間不變性，因此在進(jìn)行 DID 固定效應(yīng)分析時(shí)，會(huì)被自動(dòng)刪除。表 3 列出了（1）的 DID 檢驗(yàn)結(jié)果。表 3 延付高管薪酬影響銀行收益波動(dòng)性的平均處理效應(yīng)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(hào)內(nèi)的值為雙尾檢驗(yàn) 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(shí)間不變性，回歸時(shí)被自動(dòng)刪除。在上表的 DID 檢驗(yàn)中，列（1）、（3）、（5）是沒(méi)有加入其它控制變量的估計(jì)結(jié)果；列（2）、（4）、（6）是加入了其它控制變量的結(jié)果?？梢钥吹剑硬患涌刂谱兞?，交互項(xiàng) ttreatedd 的系數(shù)均為負(fù)（因變量為 ZSCORE 時(shí)則顯著為正），這說(shuō)明延付高管薪酬顯著降低了銀行的收益波動(dòng)性，從而證實(shí)了假設(shè) 1.本文進(jìn)一步利用

29、式（5）對(duì)假設(shè) 2 進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)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(jié)果，但無(wú)論加入控制變量與否，交互項(xiàng) treatedit*tit*EBTPi 的系數(shù)顯著為正，這與假設(shè) 2 的預(yù)期相反，即延付高管薪酬后銀行通過(guò) LLP 進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)反而明顯增強(qiáng)。表 4 延付高管薪酬對(duì)銀行盈余管理動(dòng)機(jī)影響的 DID 檢驗(yàn)變量LLP平均處理效應(yīng)動(dòng)態(tài)邊際影響效應(yīng)（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(dòng)態(tài)邊際影響效應(yīng)以上結(jié)果表明，如果僅比較平均處理效應(yīng)而不考慮

32、動(dòng)態(tài)邊際影響，延付高管薪酬政策對(duì)于銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響的凈效應(yīng)為：延付高管薪酬降低了銀行的收益波動(dòng)性，但同時(shí)反而提高了銀行通過(guò) LLP 進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)。這與文中的假設(shè)存在一定的矛盾。因此，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)延付高管薪酬對(duì)于收益波動(dòng)性的影響， 進(jìn)行動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)檢驗(yàn)。通過(guò)式（1）中引入時(shí)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(duì)應(yīng)于 2011 年、2012 年、2013 年的時(shí)間虛擬變量。本文在考察延付高管薪酬對(duì)銀行收益波動(dòng)性的動(dòng)態(tài)邊際影響效應(yīng)時(shí)， 關(guān)心的是交互項(xiàng) treated*t2011、treated*t2012、treated*t2013 的系數(shù) 5、6、7。得到檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：表 5延付高管薪酬對(duì)銀行收益波動(dòng)性的動(dòng)態(tài)邊際影響效應(yīng)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(shí)間變量后的回歸結(jié)果，當(dāng)因變量為 VNIM 時(shí)， treatedt2011、treatedt2012 和 treatedt2013 系數(shù)均顯著為負(fù)， 說(shuō)明 2010 年延付高管薪酬后銀行的凈息差波動(dòng)率在 2011 年、2012 年和 2013 年均顯著下降，且其邊際效應(yīng)表現(xiàn)為先增后減。當(dāng)因變量為 VEBTP 時(shí)，交互項(xiàng)均為負(fù)，

37、但只有 treatedt2012 和 treatedt2013 顯著， 說(shuō)明延付高管薪酬政策對(duì)銀行總體經(jīng)營(yíng)收入波動(dòng)性的影響表現(xiàn)出滯后性，效果在政策實(shí)施后的第 2 年（2012 年）開始顯現(xiàn)，其邊際效應(yīng)呈遞增態(tài)勢(shì)。 當(dāng)因變量為 ZSCORE 時(shí)，交互項(xiàng)系數(shù)均為正，其系數(shù)的顯著性說(shuō)明延付高管薪酬對(duì) 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(dāng)前中國(guó)銀行業(yè)的主要盈利來(lái)源仍集中于貸款投放，因此， 延付高管薪酬的實(shí)施首先影響到銀行的 VNIM，而對(duì) VEBTP 以及 ZSCORE 的影響則表現(xiàn)出一定的滯后性。

38、為進(jìn)一步檢驗(yàn)延付高管薪酬對(duì)銀行盈余管理動(dòng)機(jī)的動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)，本文進(jìn)一步 在 式 （5） 中 引 入 時(shí) 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(duì)其進(jìn)行 DID 檢驗(yàn)，得到下表：表 6延付高管薪酬對(duì)銀行盈余管理動(dòng)機(jī)影響的 DID 檢驗(yàn)（4）變量LLP平均處理效應(yīng)動(dòng)態(tài)邊際影響效應(yīng)（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(yīng)結(jié)果列示。其中列（1）為沒(méi)有加入其他控制變量的估計(jì)結(jié)果，可以看到，EBTP 的系數(shù)顯著為正，這說(shuō)明樣本銀行存在顯著的、通過(guò) LLP 進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)。 交互項(xiàng) ttreatedEBTP 的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明延付高管薪酬加劇了銀行通過(guò) LLP 進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)。 列（2）為加入了其他控制變量的回歸結(jié)果，可以看到，交互項(xiàng) ttreatedEBTP 的系數(shù)依然顯著為正。 因此，列（1）、列（2）的結(jié)果與假設(shè) 2 的預(yù)期相反，即延付高管薪酬后銀行通過(guò) LLP 進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)反而明顯增強(qiáng)。列（3）和列（4

42、）則是動(dòng)態(tài)邊際影響效應(yīng)的列示，它報(bào)告了式（4）的回歸結(jié)果，可以看到，三項(xiàng)交互項(xiàng)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(shuō)明銀行在延付高管薪酬后的第 3 年有明顯更強(qiáng)的盈余管理動(dòng)機(jī)。結(jié)合監(jiān)管指引中對(duì)延期支付的相關(guān)要求，作者認(rèn)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(shí)通過(guò) LLP 進(jìn)行盈余管理的行為所致。（3）穩(wěn)健性檢驗(yàn)為了檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的可靠性

45、，本文考慮處理組和對(duì)照組考察期的變化：（1）將原來(lái) 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(duì)照組為“2009-2012 均為實(shí)施延付高管薪酬的銀行”；（2）將原來(lái)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(duì)照組為“2009-2011 年始終未實(shí)施延付高管薪酬的銀行”。對(duì)上述樣本重新進(jìn)行 PSM-DID 檢驗(yàn)得到以下結(jié)果：表 7 2010 年實(shí)施延付高管薪酬銀行的匹配平衡檢驗(yàn)結(jié)果（20102012）觀測(cè)變量均值標(biāo)準(zhǔn)偏差標(biāo)準(zhǔn)偏差減

46、少幅度(%)T 值檢驗(yàn)相伴概率處理組對(duì)照組CAPLRPLEVLDRLOANNPLROA配對(duì)前配對(duì)后配對(duì)前配對(duì)后配對(duì)前配對(duì)后配對(duì)前配對(duì)后配對(duì)前配對(duì)后配對(duì)前配對(duì)后配對(duì)前配對(duì)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(dòng)性的平均處理效應(yīng)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-