論文復(fù)制作業(yè)1 9于佳麗0

1、企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 1 延付高管薪酬對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的政策效應(yīng)延付高管薪酬對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的政策效應(yīng)基于銀行盈余基于銀行盈余 管理動(dòng)機(jī)視角的管理動(dòng)機(jī)視角的 PSMPSMDIDDID 分析分析論文復(fù)制報(bào)告論文復(fù)制報(bào)告 作者 Author: 何靖 期刊 Journal: 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)2016 年第 11 期 1 1、論文概述（論文概述（summary）（不少于）（不少于 500 字）字） 一、問(wèn)題提出 本文試圖利用 2010 年監(jiān)管指引外部政策沖擊，通過(guò)“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”的 雙重差分傾向得分匹配法（PSM-DID）和中國(guó)銀行業(yè) 2009-2013 年的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn) 延付高管薪酬能否有

2、效降低銀行收益波動(dòng)性并進(jìn)而緩解其通過(guò) LLP 進(jìn)行盈余管 理的動(dòng)機(jī)。 并且用以估計(jì)眼福高管薪酬對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)所產(chǎn)生的因果效應(yīng)大小及 動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)。 二、理論分析及研究假設(shè) 本文推斷，延付高管薪酬能夠減輕股東債權(quán)人的利益沖突，導(dǎo)致高管選擇 更低的風(fēng)險(xiǎn)投資或經(jīng)營(yíng)策略，進(jìn)而產(chǎn)生更低的收益波動(dòng)性。 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)。 三、一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)：2010 年監(jiān)管指引實(shí)施 本文為了較好地避免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， 同時(shí)剔除其他因素的干擾而有效識(shí)別

3、延付高管薪酬對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的凈影響效 應(yīng)，政策以 2010 年監(jiān)管指引的出臺(tái)為起始點(diǎn)，考察期為 2009-2013 年，使 用“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”的 PSM-DID 法對(duì)延付高管薪酬的政策效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估。 四、研究設(shè)計(jì) 首先采用傾向匹配得分法（PSM），將樣本分為處理組和對(duì)照組，其次采用 雙重差分法（DID）設(shè)置處理組與對(duì)照組為虛擬變量，再令設(shè)時(shí)間虛擬變量，又 分別采用 VNIM（凈息差波動(dòng)率）、VEBTP（稅和貸款損失準(zhǔn)備前利潤(rùn)）和 ZSCORE （Z 分值）來(lái)分別衡量核心業(yè)務(wù)上的收益波動(dòng)性、總體收入波動(dòng)性和總體財(cái)務(wù)穩(wěn) 健性， 再以 X 作為一組隨時(shí)間變化的可觀測(cè)的影響收益波動(dòng)性的控制變量，構(gòu)建 基

4、于 DID 法的回歸模型。 五、實(shí)證分析 本文分別繪制了經(jīng) PSM 處理后的處理組和對(duì)照組的 VNIM、VEBTP 和 ZSCORE 均值變動(dòng)趨勢(shì)圖，并且繪制了這三者的盈余波動(dòng)性變量組間均值差變動(dòng)圖，發(fā)現(xiàn) 了延付高管薪酬可能對(duì) VNIM 有即時(shí)性，對(duì) VEBTP 和 ZSCORE 具有滯后性。 接著對(duì)基于 DID 構(gòu)建的回歸模型，采用固定效應(yīng)法估計(jì)面板雙重差分模型， 即通過(guò)一階差分消除變量的時(shí)間變化因素，結(jié)果證實(shí)了假設(shè) 1，但是與假設(shè) 2 結(jié) 論相反。然后引入時(shí)間虛擬變量，檢驗(yàn)動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)影響，發(fā)現(xiàn)了延付高管薪酬 的實(shí)施首先影響 VNIM，其次發(fā)現(xiàn) VEBTP 和 ZSCORE 的影響表現(xiàn)出滯

5、后性。 經(jīng)過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， 銀行在實(shí)施延付高管薪酬后的第三年 （即考核期滿時(shí)） 有更強(qiáng)的盈余管理動(dòng)機(jī)。 六、結(jié)論及政策含義 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 2 經(jīng)過(guò)以上分析后得到如下結(jié)論及建議。 進(jìn)一步改革和完善當(dāng)前中國(guó)銀行業(yè)高 管薪酬延付制度是發(fā)揮其對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)偏好約束作用的重要措施， 進(jìn)而實(shí)現(xiàn)銀行業(yè) 的穩(wěn)健經(jīng)營(yíng)和持續(xù)發(fā)展。（1）加強(qiáng)銀行實(shí)施延付高管薪酬的監(jiān)管力度。（2）優(yōu) 化高管薪酬的延期支付時(shí)間。（3）引入激勵(lì)性的養(yǎng)老金制度。（4）改革高管薪 酬考核的績(jī)效指標(biāo)。 2 2、簡(jiǎn)述傾向簡(jiǎn)述傾向得得分匹配（分匹配（PSM）和雙重差分（）和雙重差分（DID）方法的基本思想和計(jì)量模型）方

6、法的基本思想和計(jì)量模型 一、傾向得分匹配（PSM） 1. 基本思想 傾向得分匹配（PSM）是一種采用傾向得分（發(fā)生概率）進(jìn)行匹配的方法， 其目的是重新建立自然實(shí)驗(yàn)的條件。 傾向得分是個(gè)體在給定自身觀測(cè)變量的前提 下受到測(cè)試的條件概率，即個(gè)體在其特定屬性下受到測(cè)試的可能性。通過(guò)計(jì)算傾 向得分，使得分相近的兩個(gè)樣本被分別分配到處理組和控制組，相當(dāng)于這兩個(gè)樣 本被“隨機(jī)”分配了。PSM 提供了一種自然的加權(quán)方案，可對(duì)測(cè)試影響進(jìn)行無(wú)偏 估計(jì)。 2. 計(jì)量模型 Yi=+Di+Xi+i =EYi|Di=1,Xi=x-EYi|Di=0,Xi=x observableunobservable 最簡(jiǎn)單的 Pro

7、bit 模型就是指被解釋變量 Y 是一個(gè) 0,1 變量， 事件發(fā)生的概率 是依賴于解釋變量， 即 P(Y=1)=f(X)， 也就是說(shuō),Y=1 的概率是一個(gè)關(guān)于 X 的函數(shù)， 其中 f(.)服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。 3. 本文中的應(yīng)用 在本文當(dāng)中，PSM 基本思路是在未實(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)施了延付高管薪酬的處理組中的銀行 i 的可觀測(cè)變量盡可能相 似（匹配），即 xi=xj，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 和銀行 i 實(shí)施延付高管薪酬政策的概率相近。 PSM 法根據(jù)多維匹配指標(biāo)進(jìn)行傾向得分 p 的計(jì)算并根據(jù)處理組和對(duì)

8、照組之間 p 值的近似度對(duì)二者進(jìn)行匹配，傾向得分 p 不僅是一維變量，而且取值介于0,1 之間，從而可較好地解決上述問(wèn)題。 PSM 處理組為 2010 年開(kāi)始實(shí)施延付高管薪酬的 15 家銀行，對(duì)照組為 2009-2013 年始終未實(shí)施延付高管薪酬的銀行 87 家， 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”的條件。 二、雙重差分（DID） 1. 基本思想 雙重差分分析（DID）是指兩次差分，它與以此差分相比，優(yōu)勢(shì)在于可以觀 察到樣本“測(cè)試”前后的差異。 DID 法最大的優(yōu)點(diǎn)就是簡(jiǎn)單易行且有助于修正內(nèi)生 性問(wèn)題。雙重差分比一次差分多了一重時(shí)間的維度，即“某

9、政策”實(shí)施前后因變量 的差異。雙重差分可以結(jié)合 t 檢驗(yàn)來(lái)使用，也可以構(gòu)造“測(cè)試”虛擬變量、時(shí)間虛 擬變量以他們的乘積項(xiàng)，然后放入回歸模型來(lái)使用。 2. 計(jì)量模型 （1）DID=(1/n)(DVt+1treated-DVt+1control)-(1/n)(DVt-1treated-DVt-1control) 其中，DV 為被解釋變量，DVt+1treated為測(cè)試后處理組被解釋變量的值， DVt+1control為測(cè)試后對(duì)照組被解釋變量的值，DVt-1treated為測(cè)試前處理組被解釋變 量的值，DVt-1control為測(cè)試后對(duì)照組被解釋變量的值。 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170

10、 3 （2）估計(jì)方法 yit=0+1Treati+2Postit+TreatiPostit+3Xit+it 運(yùn)用 stata 進(jìn)行估計(jì)。 3.本文中的應(yīng)用 本文構(gòu)造了“測(cè)試”的虛擬變量和時(shí)間虛擬變量，對(duì)經(jīng) PSM 處理后獲得的處 理組銀行，令虛擬變量 treated=1，對(duì)經(jīng) 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,令延付高管薪酬后的年份 t=1， 其他年份 t=0。 運(yùn)用 DID 法分別估計(jì)了以下回歸模型： (1)EarningsVolatilityit=0+1treatedit+2tit+3treatedittit+Xit+ct+ci+it; (

11、2)LLPit=0+1EBTPit+2tit+3treatedit+4titEBTPit+5treateditEBTPit+6treatedi ttit+7treatedittitEBTPit+Zit+vt+vi+it; (3)EarningsVolatilityit=0+1treatedit+2t2011it+3t2012it+4t2013it+5treateditt 2011it+6treateditt2012it+7treateditt2013it+Xit+ci+it; (4)LLPit=0+1EBTPit+2t2011it+3t2012it+4t2013it+5t2011itEBTPi

12、t+6t2012i tEBTPit+7t2013itEBTPit+8treatedit+9treateditEBTPit+10t2011ittreatedit+11t20 12ittreatedit+12t2013ittreatedit+13t2011ittreateditEBTPit+13t2011ittreateditEB TPit+14t2012ittreateditEBTPit+15t2013ittreateditEBTPit+Zit+vi+it; 3、抽樣和數(shù)據(jù)獲取抽樣和數(shù)據(jù)獲取 一、抽樣 為統(tǒng)計(jì)中國(guó)銀行延付高管薪酬的實(shí)施情況， 本文通過(guò)銀監(jiān)會(huì)網(wǎng)站獲得相關(guān)銀 行名錄，并手工查閱各銀行

13、網(wǎng)站的公開(kāi)信息披露，經(jīng)過(guò)統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，截至 2013 年 底，共有 70 家銀行實(shí)施了延付高管薪酬政策（表 1），其中包括了 4 家大型商 業(yè)銀行、9 家股份制銀行、47 家城商行和 10 家農(nóng)商行。 表表 1 12005-20132005-2013 年中國(guó)實(shí)施延付高管薪酬的銀行年中國(guó)實(shí)施延付高管薪酬的銀行 年份銀行 2005杭州銀行 2006平安銀行（原深圳發(fā)展銀行）、日照銀行 2008招商銀行、興業(yè)銀行、浙商銀行、南京銀行 2009中國(guó)民生銀行、富滇銀行 2010 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)

14、銀行、萊商銀行、 嘉興銀行、常熟農(nóng)商行、長(zhǎng)安銀行 2011 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 2012 中國(guó)農(nóng)業(yè)銀行、華夏銀行、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 2013 中國(guó)交通銀行、金華銀行、河北銀行、威海城商行、寧夏銀行、晉城銀行、廣東

15、 揭陽(yáng)農(nóng)商行、安徽石臺(tái)農(nóng)商行 資料來(lái)源：作者整理 本文進(jìn)行 PSM 處理組為 2010 年開(kāi)始實(shí)施延付高管薪酬的 15 家銀行，對(duì)照 組為 2009-2013 年始終未實(shí)施延付高管薪酬的銀行 87 家。 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 4 二、數(shù)據(jù)獲取 本文采用 PSM 法，將資本充足率（CAP）、貸款撥備率（LPR）、桿桿率 （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)可觀測(cè)變量作為配對(duì)指標(biāo)對(duì)延付高管薪酬政策的自選效 應(yīng)進(jìn)行控制。通過(guò) PSM 處理，本文為每一家實(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，

16、 即配對(duì)銀行是那些考察期內(nèi)未實(shí)施延付高管薪酬的銀 行（對(duì)照組）。于是，可以通過(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。但是，在對(duì)比時(shí)，還必須考 慮到所以銀行在 2010 年前后會(huì)由其他因素（如外部環(huán)境或銀行其他行為）發(fā)生 變化，這些因素在對(duì)比時(shí)必須剔除。因此，可以通過(guò)雙重差分模型（DID）來(lái)解 決內(nèi)生性問(wèn)題。 并且相對(duì)應(yīng)地獲得了以下變量的數(shù)據(jù)，變量意義如表 2 所示。 表表 2 2變量定義變量定義 名稱符號(hào)定義 凈息差波動(dòng)率VNIMit等于 NIMit、NIMit-1和 NIMit-2的標(biāo)準(zhǔn)差 收入波動(dòng)率VEBTPit等于 EBTPit、EBT

17、Pit-1和 EBTPit-2的標(biāo)準(zhǔn)差 Z 分值ZSCOREit 等于ln(ROAit+CAPit)/VROAit,其中ROAit是銀行資產(chǎn) 收益率，CAPit是銀行資本充足率，VROAit是 ROAit、 ROAit-1和 ROAit-2的標(biāo)準(zhǔn)差 貸款增速LOANGit(LOANGit-LOANGit-1)/LOANGit-1 貸款撥備率LPRit銀行 i 在第 t 期的貸款損失準(zhǔn)備余額/總貸款余額 銀行規(guī)模SIZEit銀行 i 在第 t 期的總資產(chǎn)余額的自然對(duì)數(shù) 杠桿率LEV銀行 i 在第 t 期的凈資產(chǎn)/總資產(chǎn)余額 貨存比LDR銀行 i 在第 t 期的貸款余額/存款余額 資本充足率CAP

18、銀行 i 在第 t 期的貸款損失準(zhǔn)備余額/總貸款余額 權(quán)益收益率ROE銀行 i 在第 t 期的凈利潤(rùn)/平均凈資產(chǎn) 是否上市LIST虛擬變量，銀行上市后取 1，否則取 0 經(jīng)濟(jì)周期GDPG 國(guó)有及股份制銀行使用全國(guó) GDP 增長(zhǎng)率， 城市及農(nóng)村 商業(yè)銀行使用其所經(jīng)營(yíng)地區(qū)的 GDP 增長(zhǎng)率 貸款損失準(zhǔn)備LLP 銀行i在第t期計(jì)提的貸款損失準(zhǔn)備/第t-1期的總貸款 余額 稅和貸款損失準(zhǔn)備前利潤(rùn)EBTP 銀行 i 在第 t 期的稅和貸款損失準(zhǔn)備前利潤(rùn)/第 t 期的 總資產(chǎn)余額 資本管理動(dòng)機(jī) RP1 RP2 資本充足率低于（或等于）8%時(shí)，RP1=1，否則為 0； 資本充足率高于 8%低于時(shí) （或等于）

19、 10%時(shí)， RP2=1， 否則為 0 信號(hào)管理動(dòng)機(jī)SIGN (EBTPit+1-EBTPit)/0.5(TAit+1+TAit),TA 為銀行總資產(chǎn)規(guī) 模 貸款沖銷凈額LCO銀行i在第t期的貸款凈沖銷額/第t-1期的總貸款余額 不良貸款率NPL銀行 i 在第 t 期的不良貸款余額/總貸款余額 不良貸款增速NPLG （銀行i在第t期的不良貸款余額-第t-1期的不良貸款 余額）/第 t-1 期的不良貸款余額 貸款規(guī)模LOAN銀行 i 在第 t 期的貸款凈值/總資產(chǎn)余額 注：本文中所有涉及比例計(jì)算的變量單位均為“%”。 資料來(lái)源：作者整理。 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 5 準(zhǔn)確地來(lái)

20、說(shuō)，本文獲得了 2010-2013 年“測(cè)試”虛擬變量、時(shí)間虛擬變量以及 以上表格當(dāng)中的變量數(shù)據(jù)，并且錄入了相應(yīng)的表格當(dāng)中，以備 PSM 法以及 DID 回歸分析使用。 4 4、數(shù)據(jù)分析方法數(shù)據(jù)分析方法 一、傾向得分匹配（PSM） 在研究設(shè)計(jì)中，通過(guò) PSM，從樣本銀行中選擇兩類銀行作為分析對(duì)象： （1） “2009 年未實(shí)施延付高管薪酬，但從 2010 年開(kāi)始實(shí)施延付高管薪酬的銀行”，稱 為處理組；（2）“2009-2013 年均未實(shí)施延付高管薪酬的銀行”，稱為對(duì)照組。本 文采用 PSM 法，從資本充足率（CAP）、貸款撥備率（LPR）、桿桿率（LEV） 、 不良貸款率（NPL）、貸存比（L

21、DR）、貸款規(guī)模（LOAN）和資產(chǎn)收益率（ROA） 等 7 個(gè)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。 PSM 基本思路是在未實(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)施了延付高管薪酬的處理組中的銀行 i 的可觀測(cè)變量盡可能相似（匹配），即 xi=xj， 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 和銀行 i 實(shí)施延付高管薪酬政策的概率相近。PSM 法根據(jù)多維匹 配指標(biāo)進(jìn)行傾向得分p的計(jì)算并根據(jù)處理組和對(duì)照組之間p值的近似度對(duì)二者進(jìn) 行匹配，傾向得分 p 不僅是一維變量，而且取值介于0,1之間，從而可以較

22、好地 解決上述問(wèn)題。 二、雙重差分法（DID） 對(duì)經(jīng) PSM 處理后獲得的處理組銀行， 令虛擬變量 treated=1， 對(duì)經(jīng) 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，為了檢驗(yàn)假設(shè) 1，本文將基于 DID 法的回歸模型設(shè)定如下： EarningsVolatilityit=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，包含以下三個(gè) 維度：（1）信貸業(yè)務(wù)

23、是銀行的核心業(yè)務(wù)，凈息差（NIM）是衡量銀行信貸業(yè)務(wù) 收入的關(guān)鍵指標(biāo)。 銀行對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的偏好越強(qiáng)， 則可能選擇更多更高風(fēng)險(xiǎn)的信貸項(xiàng)目， 從而導(dǎo)致其凈息差波動(dòng)更大。因此，本文首先用 VNIM（凈息差波動(dòng)率）衡量銀 行在核心業(yè)務(wù)上的收益波動(dòng)性。（2 除了信貸業(yè)務(wù)以外，銀行在其他業(yè)務(wù)上也可 能是有風(fēng)險(xiǎn)的，比如它們可能在投資方面非常進(jìn)取，從而導(dǎo)致總體經(jīng)營(yíng)收益的波 動(dòng)性更大。因此，本文用稅和貸款損失準(zhǔn)備前利潤(rùn)（EBTP）波動(dòng)率 VEBTP 來(lái) 衡量銀行總體經(jīng)營(yíng)收入的波動(dòng)性。（3）本文還用 ZSCORE 衡量銀行的總體財(cái)務(wù) 穩(wěn)健性，ZSCORE 值越高，意味著銀行離破產(chǎn)的距離越遠(yuǎn)、經(jīng)營(yíng)越穩(wěn)定。X 是一 組隨時(shí)

24、間變化的可觀測(cè)的影響銀行收益波動(dòng)性的控制變量，X 包括開(kāi)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）等變流量。ct是年度固定效應(yīng)。ci是非觀測(cè)效應(yīng)，控制隨時(shí) 間不變的不可觀測(cè)因素。 it是隨機(jī)誤差項(xiàng)， 代表因銀行因時(shí)而變且影響因變量的 非觀測(cè)擾動(dòng)因素。 從式（1）中可以看出，對(duì)于對(duì)照組銀行（treated=0），延付高管薪酬實(shí)施 年份前后的收益波動(dòng)性分別是0和0+2，因此，不,受延付高管薪酬政策影響的 銀行在延付薪酬實(shí)施前后的收益波動(dòng)性差異為 d

25、iff0=2,這一差異可視為排除了延 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 6 付高管薪酬政策影響時(shí)銀行收益波動(dòng)性存在的時(shí)間趨勢(shì)差異。對(duì)于處理組銀行 （treated=1），延付高管薪酬前后的收益波動(dòng)性分別是0+1和0+1+2+3，差異 為 diff1=2+3，這一差異不僅包含了延付高管薪酬政策的影響3，還包含了上述 時(shí)間趨勢(shì)差異2。因此，延付高管薪酬對(duì)收益波動(dòng)性的凈影響效應(yīng)為 diff=diff1-diff0=2+3-2=3。如果從原始方程看，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)系的系數(shù)。 如果延付高管薪酬降低了應(yīng)的收益波動(dòng)性， 則3的系數(shù)應(yīng)該顯著為負(fù)（因變量為

26、 ZSCORE 時(shí)3的系數(shù)則應(yīng)該為正）。需要 注意的是，本文使用面板數(shù)據(jù)通過(guò)組內(nèi)差分可以消掉非觀測(cè)效應(yīng) ci，從而得到一 直估計(jì)。因此，本文采用面板雙重差分模型來(lái)估計(jì)式（1）。 為了進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè) 2，本文引入 EBTP 及其虛擬變量 treated、t 的交互項(xiàng)， 構(gòu)建基于 DID 法的回歸模型： LLPit=0+1EBTPit+2tit+3treatedit+4titEBTPit+5treateditEBTPit+6treat edittit+7treatedittitEBTPit+Zit+vt+vi+it（2） 其中，LLPit衡量銀行 i 在 t 時(shí)計(jì)提的貸款損失準(zhǔn)備，這是一個(gè)預(yù)提概念

27、，即 銀行根據(jù)上一期的貸款情況來(lái)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。本 文用銀行 i 在 t 期計(jì)提的貸款損失準(zhǔn)備除以第 t-1 期的貸款余額計(jì)算 LLPit，以反 映這一預(yù)提概念，同時(shí)降低可能引致的潛在“內(nèi)生性”問(wèn)題。與已有文獻(xiàn)的普遍做 法一致，本文用 EBTP 測(cè)度銀行的盈余狀況，如果銀行存折通過(guò) LLP 進(jìn)行盈余 管理的行為，則系數(shù)1預(yù)期為正。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，借鑒已有 文獻(xiàn)的一般做法，Z 包括資本監(jiān)管壓力（RP1 和 RP2）、信號(hào)傳遞變量（SIGN） 、 貸款沖銷凈額（LCO）、不良貸

28、款率（NPL）、不良貸款增速（NPLG）、貸款 規(guī)模（LOANG）和經(jīng)濟(jì)周期（GDPG）等變量。 通過(guò)與式（1）相同的計(jì)算方法，從式（2）中可以看出延付高管薪酬政策對(duì) 銀行盈余管理動(dòng)機(jī)的凈影響效應(yīng)為 diff=diff1-diff0=4+7-4=7。本文關(guān)心的就是 系數(shù)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)。與式（1）相同，本文使用面板數(shù)據(jù)差分模型估計(jì)式（2），通過(guò)組內(nèi) 差分消掉非觀測(cè)效應(yīng) vi以得到一直估計(jì)。 5、數(shù)據(jù)分析過(guò)程（需要同時(shí)提供、數(shù)據(jù)分析過(guò)程（需要同時(shí)提供 Stata 統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果截屏和與原文相似的表格統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果截屏和與原文相似的表格

29、 （Word 格式）和圖形）。格式）和圖形）。 一、傾向得分匹配處理 本文進(jìn)行 PSM 處理組為 2010 年開(kāi)始實(shí)施延付高管薪酬的 15 家銀行，對(duì)照 組為 2009-2013 年始終未實(shí)施延付高管薪酬的銀行 87 家。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”的條件。 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（實(shí)施延付高管薪酬前）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)告核匹配傾向得分估計(jì)結(jié)果之前，本文需要踐行匹配平衡性

30、 檢驗(yàn)。Stata 統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果截屏如圖 1 所示，整理為表格如表 3 所示。 其中，協(xié)變量為 2009 年，輸出變量 loan10、npl10、roa10 則是 2010 年的相 應(yīng)指標(biāo)。 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 7 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 8 圖圖 12010 年實(shí)施延付高管薪酬銀行的匹配平衡檢驗(yàn)結(jié)果年實(shí)施延付高管薪酬銀行的匹配平衡檢驗(yàn)結(jié)果（2010-2013）stata 統(tǒng)統(tǒng) 計(jì)結(jié)果截屏計(jì)結(jié)果截屏 表表 32010 年實(shí)施延付高管薪酬銀行的匹配平衡檢驗(yàn)結(jié)果（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） 可觀測(cè)變 量 均值 處理組對(duì)

31、照組 標(biāo)準(zhǔn)偏差 標(biāo)準(zhǔn)偏差 減少幅度 （%） T值檢驗(yàn)相 伴概率 CAP 配對(duì)前 配對(duì)后 14.0170 14.0170 12.9540 13.8760 23.7 3.2 86.7 0.3120 0.9320 LPR 配對(duì)前 配對(duì)后 2.4153 2.4153 2.8396 2.4180 -37.6 -0.2 99.4 0.2780 0.9940 LEV 配對(duì)前 配對(duì)后 7.0113 7.0113 6.5843 6.9766 18.0 1.5 91.9 0.5150 0.9680 LDR 配對(duì)前 配對(duì)后 63.7110 63.7110 76.6080 63.5370 -16.3 0.2 98.7

32、 0.6580 0.9560 LOAN 配對(duì)前 配對(duì)后 52.2620 52.2620 51.1500 52.7950 14.4 -6.4 55.4 0.6430 0.8580 NPL 配對(duì)前 配對(duì)后 1.1753 1.1753 2.3936 1.1766 -49.6 -0.1 99.9 0.1770 0.9960 ROA 配對(duì)前 配對(duì)后 1.0767 1.0767 0.8791 1.0490 52.1 8.4 83.9 0.1260 0.8270 資料來(lái)源：作者利用 stata14.0 軟件計(jì)算。加粗部分為與原文當(dāng)中不一樣的數(shù)據(jù)。 相比匹配前，匹配后的處理組和對(duì) 照組在資本充足率（CAP）、

33、貸款撥備 率（LPR）、杠桿率（LEV）、貸存比（LDR）、貸款規(guī)模（LOAN）、不 良貸 款率（NPL）和資產(chǎn)收益率（ROA）水平等方面的差異大幅下降，各匹配變量標(biāo) 準(zhǔn)偏差的絕對(duì)值 均顯著小于 10。 從均值 T 檢驗(yàn)的相伴概率值可知，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， 它們?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。 本文分別繪制了經(jīng) PSM 處理后的處理組和對(duì)照組的 VNIM、VEBTP 和 Z

34、SCORE 均值變動(dòng)趨勢(shì)，如圖 24 所示。不難看到，無(wú)論是處理組還是對(duì)照組 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 9 的 VNIM、VEBTP 和 ZSCORE 均值，均持續(xù)處于遞減（遞增）趨勢(shì)，這說(shuō)明 20102013 年樣本銀行的收益波動(dòng)性穩(wěn)步下降。 如果直接估算 2010 年（延付 高管薪酬政策實(shí)施）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， 產(chǎn)生這一錯(cuò)誤認(rèn)識(shí)的原因是忽視了樣本期 內(nèi)對(duì)照組的收益波動(dòng)性也呈現(xiàn)下降趨勢(shì)這一客觀事實(shí)， 因此， 本文進(jìn)一步用 DID 策略識(shí)別延付高管薪酬的凈影響效應(yīng)是必要且 合理的。進(jìn)一步對(duì)處

35、理組和對(duì)照 組的 VNIM、VEBTP 和 ZSCORE 進(jìn)行組間作差（處理組均值-對(duì)照 組均值）， 觀察其差值變化趨勢(shì)（見(jiàn)圖 5） ， 可以看到，VNIM 組間均值差的絕對(duì)值在 2011 年顯著增 大，但 2012 年和 2013 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，間接反映了延付高管薪酬政策對(duì)銀 行 VNIM 的影響可能具有即時(shí)性，而對(duì)銀行 VEBTP 和 ZSCORE 的影響可能 具有滯后性。此外， 仔細(xì)觀察圖 5， 本文還發(fā)現(xiàn)， ZSCORE 的組間均值差在 2013 年與 2010 年的差距，遠(yuǎn)高于 VNIM 和 VEBTP

36、的組間均值差在 2013 年與 2010 年的差距。 為 何會(huì)出現(xiàn)這種情形呢？ 下文將進(jìn)一步分析其原因。 圖圖 2VNIM 均值變動(dòng)趨勢(shì)均值變動(dòng)趨勢(shì)圖圖 3VEBTP 均值變動(dòng)趨勢(shì)均值變動(dòng)趨勢(shì) 圖圖4ZSCORE均值變動(dòng)趨勢(shì)均值變動(dòng)趨勢(shì)圖圖5盈余波動(dòng)性變量組間均值差變動(dòng)趨勢(shì)盈余波動(dòng)性變量組間均值差變動(dòng)趨勢(shì) 二、雙重差分檢驗(yàn) 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)法估計(jì)面板雙重差分模型， 即通過(guò)一階差分法消除變量的時(shí)間變化 因素，由于政策虛擬變量 treated 具有時(shí)間不變性，因此，在做 DID 固定效應(yīng)分 企業(yè)管理 于佳麗 2201709

37、10170 10 析時(shí) treated 會(huì)被自動(dòng)刪除，但這并不影響估計(jì)的結(jié)果及其有 效性。表 3 列示 了式（1）的面板 DID 檢驗(yàn)結(jié)果，其中列（1）、列（3）、列（5）是沒(méi)有加入 其他控制變量的估計(jì)結(jié)果，列（2）、列（4）、列（6）是加入了其他控制變量 的結(jié)果。 不難看到，無(wú)論是否加入其他控制變 量，交互項(xiàng) ttreated 的系數(shù)均顯 著為負(fù)（因變量為 ZSCORE 時(shí)則顯著為正），這說(shuō)明延付高管薪酬政 策顯著降 低了銀行的收益波動(dòng)性，從而證實(shí)了假設(shè) 1。 (1)EarningsVolatilityit=0+1treatedit+2tit+3treatedittit+Xit+ct+ci+

38、it; 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 11 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 12 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 13 圖圖 6延付高管薪酬影響銀行收益波動(dòng)性的平均處理效應(yīng)延付高管薪酬影響銀行收益波動(dòng)性的平均處理效應(yīng) stata 結(jié)果截屏結(jié)果截屏 表表 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)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-0.3249*-0.2873*-0.1717*-0.1204*1.3989*1.5714* -4.1082-3.49

39、64-3.1487-2.12702.59752.7140 t-0.08550.0241-0.0707*-0.03960.54631.0664 -1.59420.1734-1.9109-0.41311.46701.0824 LOANG0.0033*0.00070.0020 1.78680.56390.1572 CAP0.0652*0.0371*0.1142 3.38722.80230.8384 SIZE-0.0679-0.1003-0.3773 -0.4932-1.0584-0.3875 LPR0.0709*0.0631*-0.0050 2.27572.9405-0.0228 LDR0.0057

40、-0.00360.0173 1.1852-1.08700.5104 GDPG0.0265-0.00810.0766 0.9601-0.42360.3927 LEV-0.0625*-0.02870.0716 -1.8063-1.20260.2919 ROE0.01170.0128*0.0807 1.54432.44551.5036 _CONS0.5088*-0.18470.3743*1.14904.4636*3.3945 15.9165-0.104716.98620.945320.57330.2719 樣本量182174182174177175 R20.23600.35170.180.31290

41、.12370.1636 F 值10.04*5.20* 7.44*4.36*4.45*1.89* 銀行數(shù)484748474747 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 14 注：括號(hào)中的值為雙尾檢驗(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。 資料來(lái)源：作者利用 Stata14.0 軟件計(jì)算。 本文進(jìn)一步利用式（2）對(duì)假設(shè) 2 進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表 4 中第（1）、（2） 列所示。 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) L

42、LP 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)。 以上結(jié)果表明，如果僅比較平均處理效應(yīng)而不考慮動(dòng)態(tài)邊際影響，延付高管 薪酬政策對(duì)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)。這顯然與本文的 研究假設(shè)存在一

43、定的矛盾。 而且平均處理效應(yīng)不能回答關(guān)于延付高管薪酬影響銀 行收益波動(dòng)性和盈余管理動(dòng)機(jī)時(shí)間變動(dòng)趨勢(shì)的疑問(wèn)。此外，圖 5 為何出現(xiàn) “ZSCORE 的組間均值差在 2013 年與 2010 年的差距， 遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于 VNIM 和 VEBTP 的組間均值差在 2013 年與 2010 年的差距”的現(xiàn)象？由于不能識(shí)別延付高管薪酬 對(duì)銀行收益波動(dòng)性和盈余管理動(dòng)機(jī) 影響效應(yīng)的動(dòng)態(tài)變化，以上種種疑問(wèn)并不能 通過(guò)式（1）和式（2）的一系列估計(jì)得到答案，后面將通過(guò) 估計(jì)動(dòng)態(tài)邊際影響， 彌補(bǔ)上述缺陷。 (2)LLPit=0+1EBTPit+2tit+3treatedit+4titEBTPit+5treateditE

44、BTPit+6treatedi ttit+7treatedittitEBTPit+Zit+vt+vi+it; 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 15 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 16 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 17 圖圖 7 延付高管薪酬對(duì)銀行盈余管理動(dòng)機(jī)影響的延付高管薪酬對(duì)銀行盈余管理動(dòng)機(jī)影響的 DID 檢驗(yàn)檢驗(yàn) stata 結(jié)果截屏結(jié)果截屏 表表 4 延付高管薪酬對(duì)銀行盈余管理動(dòng)機(jī)影響的延付高管薪酬對(duì)銀行盈余管理動(dòng)機(jī)影響的 DID 檢驗(yàn)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） EBTP0.1391*-0.1033

45、0.1376*-0.0868 2.0826-0.93572.1228-0.7939 t-0.1017-0.1750 -0.9962-1.0521 t*EBTP0.04960.1501* 1.00832.1514 treated*EBTP-0.1577-0.0102-0.1381-0.0042 -1.2450-0.0744-1.1129-0.0309 t*EBTP-0.6013*-0.3757 -2.4467-1.3585 t*treated*EBTP0.3761*0.2496* 3.27951.9265 t2011-0.1112-0.2338 -0.9837-1.4498 t2012-0.12

46、80-0.2200 -0.9677-1.1835 t2013-0.2509-0.2828 -1.6018-1.1555 t2011*EBTP0.03430.1318* 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 18 注：括號(hào)中的值為雙尾檢驗(yàn) t 值；*、*、* 分別表示在 10%、5%、1%水平上顯著； 常數(shù)項(xiàng)估計(jì)值未列示。資料來(lái)源：作者利用 Stata14.0 軟件計(jì)算。 2、動(dòng)態(tài)邊際影響效應(yīng)。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)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，本文在式（1）中引入時(shí)間虛擬變量，如式（3）所示： (3) EarningsVolatilityit=0+1treatedit+2t201

47、1it+3t2012it+4t2013it+5treatedit t2011it+6treateditt2012it+7treateditt2013it+Xit+ci+it; 其中，t2011、t2012 和 t2013 分別為對(duì)應(yīng)于 2011 年、2012 年和 2013 年的時(shí) 間虛擬變量。可以看到，2011 年時(shí)處理組（treated=1）和對(duì)照組（treated=0）的 收益波動(dòng)性分別為0+1+2+5和 0+2，因此，處理組和對(duì)照組在 2011 年的收 益波動(dòng)性差異為1+5；同理，處理組和對(duì)照組在 2012 年的收益波動(dòng)性差異為 1+6，在 2013 年的差異為1+7。 顯然，三者都有

48、一個(gè)共同系數(shù)1。 因此， 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) treatedt2011、treatedt2012 和 treatedt2013 的系數(shù)5、6和 7。 表 5 列示了式（3）的回歸結(jié)果，當(dāng)因變量為 VNIM 時(shí)，treatedt2011、 treatedt2012 和 treated t2013 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)，但只有 treatedt2012 和 tre

49、atedt2013 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(kāi)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 0.65381.6997 t2012*EBTP0.04400.1367* 0.70941.7021 t2013*EBTP0.11930.1812* 1.57071.7602 t2011*treated-0.5774*-0.3644 -2.0794-1.1495 t2012*tr

50、eated-0.1649-0.0780 -0.4838-0.2119 t2013*treated-1.1898*-0.9797* -3.3295-2.4408 t2011*treated*EB TP 0.3576*0.2411 2.83351.6510 t2012*treated*EB TP 0.17700.1101 1.15130.6622 t2013*treated*EB TP 0.6670*0.5570* 3.91422.9300 控制變量否是否是 樣本量183163183163 R20.28890.39650.36310.4504 F 值6.454.234.933.61 銀行數(shù)4844

51、4844 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 19 在 2013 年有明顯更高的提升幅度。因此，表 5 的結(jié)果印證了圖 5 所示的情形， 即延付高管薪酬對(duì) VNIM 的影響具有即時(shí)性，而對(duì) VEBTP 和 ZSCORE 的影響 具有滯后性。本文認(rèn)為上述動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)產(chǎn)生分化的原因可能是，由于當(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 （中國(guó)銀行業(yè)的資產(chǎn)中有一半左右為貸 款），當(dāng)銀行意圖減少風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)時(shí)，首選調(diào)整信貸資產(chǎn)。 因此，延付高管薪酬 的實(shí)施首先影響到銀行的凈息差波動(dòng)率（VNIM），而對(duì)包含了其他收入要素經(jīng) 營(yíng)性收益的波動(dòng)性 VEBTP 以及 ZSCORE 的影響則表現(xiàn)出一定的滯

52、后性。 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 20 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 21 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 22 圖圖 8 延付高管薪酬對(duì)銀行收益波動(dòng)的動(dòng)態(tài)邊際影響效應(yīng)延付高管薪酬對(duì)銀行收益波動(dòng)的動(dòng)態(tài)邊際影響效應(yīng) 表表 5 延付高管薪酬影響銀行收益波動(dòng)性的動(dòng)態(tài)邊際影響效應(yīng)延付高管薪酬影響銀行收益波動(dòng)性的動(dòng)態(tài)邊際影響效應(yīng) 變量 VNIMVEBTPZSCORE （1）（2）（3）（4）（5）（6） t2011*treated-0.3190*-0.2790*-0.0934-0.06130.68450.9272 -3.2919-2.8528-1.4221-0

53、.92031.06201.3752 t2012*treated-0.3470*-0.3141*-0.1975*-0.1460*1.2815*1.5440* -3.5519-3.1374-2.9829-2.14181.97182.2348 t2013*treated-0.3085*-0.2655*-0.2294*-0.1743*2.3251*2.5599* -3.1328-2.5311-3.4371-2.44143.51383.5301 t2011-0.0395-0.0599-0.0201-0.03800.0678-0.1410 -0.7166-0.7353-0.5374-0.68480.184

54、3-0.2513 t2012-0.0710-0.0777-0.0413-0.06080.15880.0195 -1.2558-0.6378-1.0778-0.73320.42080.0231 t2013-0.09130.0143-0.04970.00040.18420.4175 -1.57770.0979-1.26670.00420.46350.4134 控制變量否是否是否是 _CONS0.5088*-0.16040.3739*1.09244.4682*4.3982 15.8033-0.090117.13880.902020.93910.3574 樣本量182174182174177175 R

55、20.23700.35310.21460.33070.16580.2023 F 值6.63*4.41*5.83*3.99*4.11*2.06* 銀行數(shù)484748474747 注：括號(hào)中的值為雙尾檢驗(yàn) t 值；*、*、* 分別表示在 10%、5%、1%水平上顯著。 資料來(lái)源：作者利用 Stata14.0 軟件計(jì)算。 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（2）中引入 時(shí)間虛擬變量，如式（4）所示： (4)LLPit=0+1EBTPit+2t2011it+3t2012it+4t2013it+5t2011itEBTPit+6t2012i tEBTPit+7t2

56、013itEBTPit+8treatedit+9treateditEBTPit+10t2011ittreatedit+11t20 企業(yè)管理 于佳麗 220170910170 23 12ittreatedit+12t2013ittreatedit+13t2011ittreateditEBTPit+13t2011ittreateditEB TPit+14t2012ittreateditEBTPit+15t2013ittreateditEBTPit+Zit+vi+it; 可以看到，2011 年時(shí)處理組（treated=1）和對(duì)照組（treated=0）通過(guò) LLP 進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)分別為1+5+9

57、+13和1+5，因此處理組和對(duì)照組在 2011 年盈余管理動(dòng)機(jī)的大小差異為9+13； 同理， 處理組和對(duì)照組在 2012 年通過(guò) LLP 進(jìn)行盈余管理動(dòng)機(jī)的大小差異為9+14，在 2013 年的差異為9+15。三者都有一 個(gè)共同系數(shù)9。因此，本文在考察延付高管薪酬對(duì)銀行盈余管理動(dòng)機(jī)的動(dòng)態(tài)影響 效應(yīng)時(shí)，關(guān)心的是 t2011treatedEBTP、t2012treatedEBTP 和 t2013treatedEBTP 的系數(shù)13、14和15。 表 4 中列（3）和列（4）報(bào)告了式（4）的回歸結(jié)果，可以看到，三項(xiàng)交互 項(xiàng)的系數(shù)均為正，從各系數(shù)的顯著性和大小看，t2013treatedEBTP 的系數(shù)

58、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)。那么，為什么會(huì)出現(xiàn)這種情況呢？本文經(jīng)過(guò)仔細(xì) 分析后發(fā)現(xiàn)， 監(jiān)管指引中規(guī)定“銀行高管薪酬的遞延支付期限一般不少于 3 年”，“如在規(guī) 定期限 內(nèi)高管及相關(guān)人員職責(zé)內(nèi)的風(fēng)險(xiǎn)損失超常暴露，商業(yè)銀行有權(quán)將相應(yīng)期 限內(nèi)已發(fā)放的績(jī)效薪酬全部追回，并支付所有未支付部分”。 在此規(guī)定下，中國(guó) 大部分銀行都在監(jiān)管指引的框架下，對(duì)高管績(jī)效薪酬實(shí)行“50%當(dāng)期兌現(xiàn)， 50%延期在 3 年等分兌現(xiàn)”的延期支付方案，少數(shù)銀行雖然做了些許不同的規(guī) 定，但并無(wú)本質(zhì)區(qū)別。因此，在延付薪酬考核期限僅為 3 年的情況下，高管出于 自身薪酬的穩(wěn)健性目的，在延付高管薪酬后的第 3 年（即考核期滿時(shí)）有很強(qiáng)的 動(dòng)力和能力進(jìn)行盈余管理：在 EBTP 較高時(shí)過(guò)度計(jì)提 LLP，為以后年度的業(yè)績(jī)?cè)?長(zhǎng)留出空間，而在 EBTP 較低時(shí)減少 LLP 的計(jì)提，以確保自己在當(dāng)前考核期內(nèi) 的延付薪酬不受影響。因此，延付高管薪酬為何在降低銀行收益波動(dòng)性 的同時(shí) 反而提高了其通過(guò) L