论文复制作业1 9郝晨0

1、 管理研究方法论文复制报告学院管 理 学 院姓名郝 晨学号220170909930年级、专业旅游管理专业17级复制论文题目延付高管薪酬对银行风险承担的政策效应-基于银行盈余管理动机视角的PSM-DID分析1、 论文概述该文章利用2010年监管指引这一外部政策冲击，通过最新发展的依托于“准自然实验”的双重差分倾向得分匹配法（PSM-DID）和中国银行业2009-2013年的数据，检验延付高管薪酬能否有效降低银行收益波动性并进而缓解其通过LLP进行盈余管理的动机，以估计延付高管薪酬对银行风险承担所产生的因果效应大小及动态边际效应。根据对相关文献和理论的分析，作者提出以下两点假设：假设一：当控制其他

2、因素时，延付高管薪酬将导致银行更低的收益波动性。假设二：当控制其他因素时，延付高管薪酬能降低银行通过LLP计提进行盈余管理的动机。在PSM处理的基础上，采用固定效应法估计面板双重差分模型来验证假设，根据验证结果证实了假设一，即假设一成立；但与假设二的预期相反，即延付高管薪酬后银行通过LLP进行盈余管理的动机反而明显增强，为了弥补平均处理效应的不足，作者又进一步使用动态边际影响效应来检验延付高管薪酬对银行收益波动性的边际影响，结果显示延付高管薪酬后的第三年有明显更强的盈余管理动机。作者认为延付高管薪酬后的第三年有明显更强的盈余管理动机的原因在于：当前银行业高管延付薪酬的考核期限仅为3年，为了获取

3、更加稳健的薪酬，高管在薪酬延付后的第3年（即考核期满时）有更强的动力和能力进行盈余管理。最后，根据实证分析结果，作者提出关于实现银行业稳健经营的改进措施：加强银行实施延付高管薪酬的监管力度；优化高管薪酬的延期支付时间；引入激励性的养老金制度；改革高管薪酬考核的绩效指标。2、 PSM-DID方法的基本思想和计量模型PSM-DID分析分两步：一是倾向得分匹配（PSM），二是双重差分估计（DID）。2.1 PSM2.1.1 PSM的基本思想处理组：2009年未实施延付高管薪酬，但从2010年开始实施延付高管薪酬的银行。对照组：2009-2013年均未实施延付高管薪酬的银行。PSM（倾向匹配得分）：P

4、SM思想源于匹配估计量，其基本思想是在未实施延付高管薪酬的对照组中找到某个银行j，使其与实施了延付高管薪酬的处理组中的银行i的可观测变量尽可能相似（匹配），即，当银行的个体特征对是否实施延付高管薪酬的作用完全取决于可观测的控制变量，银行j和银行i实施延付高管薪酬政策的概率相近。2.1.2 PSM的计量模型PSM法根据多维匹配指标进行倾向得分p的计算并根据处理组和对照组p值的相近度对二者进行匹配，倾向得分p不仅是一维变量，而且取值介于0,1之间。相对于匹配前，匹配后处理组和对照组在资本充足率（CAP）、贷款拨备率（LPR）、杠杆率（LEV）、贷存比（LDR）、贷款规模（LOAN）、不良贷款率（N

5、PL）和资产收益率（ROA）水平等方面的差异大幅下降，从均值T检验的相伴概率值可知，匹配后处理组和对照组在2009年的可观测变量上不存在显著差异。2.2 DID2.2.1 DID的基本思想DID（双重差分法）：DID模型将“前后差异（加入时间虚拟变量t）”和“有无差异（加入是否实施延付高管薪酬虚拟变量treated）”有效结合，同时在回归方程中加入可能影响结局变量的控制变量，以便观察研究对象前后对比结果和横向对比结果。2.1.2 DID的计量模型（1）平均处理效应（固定效应法）检验假设一： （1）EVit-衡量银行i在第t期的收益波动性虚拟变量 虚拟变量X-控制变量（包括：LOANG、LPR、

6、SIZE、LEV、LDR、CAP、ROE、LIST、GDPG）Ct-年度固定效应 Ci-非观测效应，控制随时间不变的不可观测因素检验假设二： （2）LLPit-衡量银行i在第t期计提的贷款损失准备EBTP-测度银行的盈余状况虚拟变量 虚拟变量Z-控制变量（包括：LOANG、LPR、SIZE、LEV、LDR、CAP、ROE、LIST、GDPG）Vt-年度固定效应 Vi-非观测效应，控制随时间不变的不可观测因素（2）动态边际影响效应检验假设一EVit-衡量银行i在第t期的收益波动性虚拟变量 分别对应2011年、2012年、2013年的时间虚拟变量X-控制变量（包括：LOANG、LPR、SIZE、L

7、EV、LDR、CAP、ROE、LIST、GDPG）Ci-非观测效应，控制随时间不变的不可观测因素检验假设二（4）LLPit-衡量银行i在第t期计提的贷款损失准备EBTP-测度银行的盈余状况虚拟变量 分别对应2011年、2012年、2013年的时间虚拟变量Z-控制变量（包括：LOANG、LPR、SIZE、LEV、LDR、CAP、ROE、LIST、GDPG）Vi-非观测效应，控制随时间不变的不可观测因素3、 抽样和数据获取处理组：2010年开始实施延付高管薪酬的15家银行对照组：2009-2013年始终未实施延付高管薪酬的银行，共计87家数据获取：2009年-2013年102（15+87）家银行的

8、贷款增速（LOANG）、银行规模（SIZE）等指标数据（见下表）。4、 数据分析方法该论文采用PSM-DID分析法。PSM-DID分析分两步：一是倾向得分匹配（PSM），二是双重差分估计（DID）。PSM思想源于匹配估计量，其基本思想是在未实施延付高管薪酬的对照组中找到某个银行j，使其与实施了延付高管薪酬的处理组中的银行i的可观测变量尽可能相似（匹配），即，当银行的个体特征对是否实施延付高管薪酬的作用完全取决于可观测的控制变量，银行j和银行i实施延付高管薪酬政策的概率相近。DID（双重差分法）：DID模型将“前后差异（加入时间虚拟变量t）”和“有无差异（加入是否实施延付高管薪酬虚拟变量trea

9、ted）”有效结合，同时在回归方程中加入可能影响结局变量的控制变量，以便观察研究对象前后对比结果和横向对比结果。5、 数据分析过程第一步：利用PSM法（倾向得分匹配）将处理组和对照组中的银行进行匹配，使匹配后的处理组和对照组银行在可观测变量（实施延付高管薪酬）上不存在显著差异（结果见表1）。表1 2010年实施延付高管薪酬银行的匹配平衡检验结果（2010-2013）可观测变量均值标准偏差标准偏差减少幅度（%）T值检验相伴概率处理组对照组CAP配对前14.01712.95423.70.312配对后14.01713.8763.286.70.932LPR配对前2.41532.8396-37.60.2

10、78配对后2.41532.418-0.299.40.994LEV配对前7.01136.584318.00.515配对后7.01136.97661.591.90.968LDR配对前63.71176.608-16.30.658配对后63.71163.5370.298.70.956LOAN配对前52.26251.1514.40.643配对后52.26252.759-6.455.40.858APL配对前1.17532.3936-49.60.177配对后1.17531.1766-0.199.90.996ROA配对前1.07670.879152.10.126配对后1.07671.04488.483.90.

11、827第二步：利用PSM的结果检验延付高管薪酬对银行收益波动性的影响（1）检验2010-2013年的平均处理效应（结果见表2） 表2 延付高管薪酬影响银行收益波动性的平均处理效应变量VNIMVEBTPZSCORE（1）（2）（3）（4）（5）（6）ttreated0.3249*0.2873*0.1717*0.1204*1.3989*1.5714*（4.1082）（3.4964）（3.1487）（2.1270）（2.5975）（2.7140）t0.08550.02410.0707*0.03960.54631.0664（-1.5942）（0.1734）（1.9109）（0.4131）（1.4670

12、）（1.0824）LOANG0.0033*0.00070.0020（1.7868）（0.5639）（0.1572）GAP0.0652*0.0371*0.1142（3.3872）（2.8023）（0.8383）SIZE0.06790.10030.3773（0.4931）（1.0584）（0.3875）LPR0.0709*0.0631*0.0050（2.2757）（2.9405）（0.0228）LDR0.00570.00360.0173（1.1852）（1.0871）（0.5104）GDPG0.02650.00810.0766（0.9601）（0.4236）（0.3927）LEV0.0625*0.

13、02870.0716（1.8062）（1.2026）（0.2919）ROE0.01170.0128*0.0807（1.5442）（2.4455）（1.5036）_CONS0.18491.14903.3945（0.1047）（0.9453）（0.2719）样本量182174182174177175R20.23600.35170.18630.31290.12370.1636F值10.04*5.20*7.44*4.36*4.45*1.89*银行数484748474747（2）动态边际效应的检验（结果见表3） 表3 延付高管薪酬对银行收益波动性的动态边际影响效应变量VNIMVEBTPZSCORE（1）

14、（2）（3）（4）（5）（6）t2011treated-0.3190*-0.2790*0.09340.06130.68450.9270(3.2919)(2.8528)(1.4221)(0.9203)(1.0620)(1.3752)t2012treated0.3470*0.3141*0.1975*0.1460*1.2815*1.5440*(3.5519)(3.1374)(2.9829)(2.1418)(1.9718)(2.2348)t2013treated0.3085*0.2655*0.2294*0.1743*2.3251*2.5599*(3.1328)(2.5311)(3.4371)(2.44

15、14)(3.5138)(3.5301)t20110.03950.05990.02010.03800.06780.1410(0.7166)(0.7354)(0.5374)(0.6848)(0.1843)(0.2513)t20120.07100.07770.04130.06080.15880.0195(1.2558)(0.6378)(1.0778)(0.7332)(0.4208)(0.0231)t20130.09130.01430.04970.00040.18420.4175(1.5777)(0.0979)(1.2667)(0.0042)(0.4635)(0.4134)控制变量否是否是否是_CON

16、S0.5088*0.16040.3739*1.09244.4682*4.3982(15.8033)(0.0901)(17.1388)(0.9020)(20.9391)（0.3574）样本量182174182174177175R20.2370.35310.21460.33070.16580.2023F值6.63*4.41*5.83*3.99*4.11*2.06*银行数484748474747第三步：检验盈余管理行为（结果见表4）（1） 检验平均处理效应（2） 考虑动态性表4 延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响的DID检验变量LLP平均处理效应LLP动态边际影响效应（1）（2）（3）（4）EBTP

17、0.1391*0.10330.1376*0.0868（2.0826）（0.9357）（2.1228）（0.7939）t0.10170.1750（0.9962）（1.0521）tEBTP0.04960.1501*（1.0083）（2.1514）treatedEBTP0.15770.01020.13810.0042（1.2450）（0.0744）（1.1129）（0.0309）ttreated0.6013*0.3757（2.4467）（1.3585）ttreatedEBTP0.3761*0.2496*（3.2795）（1.9265）t20110.11120.2338（0.9837）（1.4498）

18、t20120.12800.2200（0.9677）（1.1835）t20130.25090.2828（1.6018）（1.1555）t2011EBTP0.03430.1318*（0.6538）（1.6997）t2012EBTP0.04400.1367*（0.7094）（1.7021）t2013EBTP0.11930.1812*（1.5707）（1.7602）t2011treated0.5774*0.3644（2.0794）（1.1495）t2012treated0.16490.0780（0.4838）（0.2119）t2013treated1.1898*0.9797（3.3295）（2.440

19、8）t2011treatedEBTP0.3576*0.2411（2.8335）（1.6510）t2012treatedEBTP0.17700.1101（1.1513）（0.6622）t2013treatedEBTP0.6670*0.5570*（3.9142）（2.9300）样本量183163183163R20.28890.39650.36310.4504F值6.45*4.23*4.93*3.61*银行数48444844六、数据分析结果解释 6.1数据分析结果由表1的结果可知：相对于匹配前，匹配后的处理组和对照组在资本充足率（CAP）、贷款拨备率（LPR）、杠杆率（LEV）、贷存比（LDR）、贷

20、款规模（LOAN）、不良贷款率（NPL）和资产收益率（ROA）水平等方面的差异大幅度下降，各匹配变量标准偏差的绝对值均显著小于10，从均值T检验的相伴概率值可知，匹配后处理组和对照组在2009年的可观测变量上不存在显著差异。因此，可认为本文选取的可观测变量合适且匹配方法得当，该匹配估计可靠。此时，处理组和对照组银行在2009年具有基本一致的特征，它们在2010年实施延付高管薪酬政策的概率接近，从而可以相互比较。由表2的结果可知：表2列示了式（1）的面板DID检验结果，其中列（1）、列（3）、列（5）是没有加入其他控制变量的估计结果，列（2）、列（4）、列（6）是加入其他控制变量的估计结果。根据

21、结果可以看到，无论是否加入其他控制变量，交互项ttreated的系数均显著为负（因变量为ZSCORE则显著为正），这说明延付高管薪酬政策显著降低了银行的收益波动性，从而证实了假设1.由表3的结果可知：表3列示了式（3）的回归结果，当因变量为VNIM时，treatedt2011、treatedt2012、treatedt2013系数均显著为负，说明2010年延付高管薪酬后银行的净息差波动率在2011年、2012年和2013年均显著下降，且其边际效应表现为先减后增。当因变量为VEBTP时，交互项均为负，但只有treatedt2012和treatedt2013显著，说明延付高管薪酬政策对银行总体经营

22、收入波动性的影响表现出滞后性，效果在政策实施后的第2年（2012年）开始显现，其边际效应呈现递增态势。当因变量为ZSCORE时，交互项系数均为正，其系数的显著性也说明延付高管薪酬政策对ZSCORE的影响表现出滞后性，系数的大小则表明ZSCORE在2013年有明显更高的提升幅度。因此，延付高管薪酬的实施首先影响到银行的净息差波动率（VNIM），面对包含了其他收入要素经营性的收益波动率VEBTP以及SCORE的影响则表现出一定的滞后性。由表4的结果可：表4中第（1）、（2）列是（2）式回归的结果，其中列（1）为没有加入其他控制变量的估计结果，可以看到，EBTP的系数显著为正，这说明样本银行存在显著

23、的、通过LLP进行盈余管理的动机。交互项ttreatedEBTP的系数显著为正，说明延付高管薪酬加剧了银行通过LLP进行盈余管理的动机。列（2）为加入了其他控制变量的回归结果，可以看到，交互项ttreatedEBTP的系数依然显著为正。因此，列（1）、列（2）的结果与假设2的预期相反，即延付高管薪酬后银行通过LLP进行盈余管理的动机反而明显增强。表4中列（3）、列（4）报告了式（4）的回归结果，可以看到，三项交互项的系数均为正，从各系数的显著性和大小看，t2013treatedEBTP的系数明显更大且在1%的水平上显著，这说明银行在延付高管薪酬后的第3年有明显更强的盈余管理动机。6.2 结果解释文章通过仔细分析后发现，监管指引中规定“银行高管薪酬的递延支付期限一般不少于3年”，“如在规定期限内高管及相关人员职责