论文复制作业1 9武柢君 0

1、武柢君220170910140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2008年国际金融危机后，延付银行高管薪酬已成为中国监管部门降低金融风险的重要举措。文章试图利用2010年银监会发布商业银行稳健薪酬监管指引的政策效果和中国银行业2009-2013年的数据，以2010年监管指引的出台作为政策起点，通过“准自然实验”的PSM-DID（PSM：倾向得分匹配，DID：双重差分法）分析，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。本文从股东-债权人利益冲

2、突视角进行理论分析得出，内部债务（延付薪酬、养老金）能够减轻股东-债权人的代理冲突，减轻高管以债权人利益为代价的风险承担。同时，从收益波动性与盈余管理动机视角分析发现，当银行实际盈余水平较低时，有意低估信贷组合预期损失以计提较少的LLP,从而提高报告盈余的水平；相反，当银行的实际盈余水平较高时，有意高估信贷组合预期损失以计提较多的LLP,从而降低报告盈余的水平，最终达到平滑盈余的目的。综合理论分析，本文推断，延付高管薪酬能够减轻股东债权人的利益冲突，诱使高管选择更低的风险投资或经营策略，这一更低的风险承担水平将导致更低的收益波动性。据此提出两项假设：假设1：当控制其他因素时，延付高管薪酬将导致

3、银行更低的收益波动性；假设2：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。研究发现延付高管薪酬在降低金融风险的同时反而增加了其通过贷款损失准备(LLP)的动机(进一步对其动态边际效用进行分析检验后发现，在薪酬延付的第三年尤为显著)。因此，进一步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，引入激励性的养老制度，改革高管薪酬考核的绩效指标等是发挥薪酬延付制度对银行风险偏好约束作用的重要举措，进而实现银行业稳健经营和持续发展。文章的意义在于：首次就中国银行业延付高管薪酬的政策效果及动态边际效应进行实证检验，填补相关文献空白，为未来改进薪酬治理、提高银

4、行经营审慎性提供经验支持；运用“准自然”实验的PSM-DID法解决延付高管薪酬与银行风险承担可能存在内生性问题；从盈余管理动机这一新视角研究延付高管薪酬对银行风险承担的影响，拓展银行风险承担的研究框架。倾向得分匹配（PSM）思想源于匹配估计量，是使用非实验数据或观测数据进行干预效应分析的一类统计方法。其理论框架是“反事实推断模型”，即假定任何因果分析的研究对象都有两种条件下的结果：观测到的和未被观测到的结果。在本文中，其基本思路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

5、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。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之间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。双重差分模型近年来多用于计量经济学中对于公共政策或项目实施效果的定量评估。通常大范围的公共政策有别于普通科研性研究，难以保证对于政策实施组和对照组在样本分配上的完全随机。非随机分配政策实施组和对照组的试验称为自然试验（natural trial），此类试验存在较显著的特点，即不同组间样本在政策实施前可能存在事前差异，仅通过单一前后对比或横向对比的分析方法会忽略这种差异，继而导

6、致对政策实施效果的有偏估计。DID模型正是基于自然试验得到的数据，通过建模来有效控制研究对象间的事前差异，将政策影响的真正结果有效分离出来。在本文中年，数据通过PSM处理，可以为每一家实施延付高管薪酬的银行挑选可供比较的配对银行，即配对银行是那些在考察期内未实施延付高管薪酬的银行。本文将前者称为处理组（Treated Group），后者称为对照组（Comparison Group）。于是，可以通过对比配对后处理组和对照组银行的收益波动性和盈余管理动机，来判别延付高管薪酬政策的效果。但是，在对比时还必须考虑到所有银行在2010年前后会由于其他因素（如外部经济环境或银行其他行为）发生变化，这些因素

7、在对比时必须剔除。这样，本文不仅要将处理组和对照组银行进行对比，还要将2010年之前的所有银行和2010年之后的所有银行进行对比，综合考虑这两种差异的方法，就是计量经济学中的双重叉分模型（Difference in Difference,DID）。为统计中国银行业延付高管薪酬的实施情况，本文通过银监会网站获得相关银行名录，并手工查阅各银行网站的公开信息披露，经统计发现法，截止2013年底，共有70家银行实施了延付高管薪酬政策，其中包括了4家大型商业银行、9家股份制银行、47家城商行和10家农商行。以2010年监管指引的出台作为政策的起始点，考察期为2009-2013年，使用依托于“准自然实验”

8、的PSM-DID法对延付高管薪酬的政策效应进行评估。进行倾向匹配得分（PSM）时，从样本银行中选择两类银行作为分析对象：（1）“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”，称为处理组；（2）“2009-2013年均未实施延付高管薪酬的银行”，称为对照组。根据研究设计，本文进行PSM的处理组为2010年开始实施延付高管薪酬的15家银行，对照组为2009-2013年始终未实施延付高管薪酬的银行，共计87家。本文的数据分析方法为“准自然实验”的双重差分倾向得分匹配法（Propensity Scoring Matching-Difference in Difference

9、,PSM-DID）,分析分为两步：一是倾向得分匹配（PSM），二是双重查分估计（DID）。进行倾向得分匹配处理是为了满足“条件独立性条件”，匹配后，处理组和对照组银行在可观测变量(实施延付高管薪酬前)上不存在显著差异，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，可以相互比较。其次本文使用双重差分检验进行了平均处理效应和动态边际影响效应的检验。本文分别绘制了经PSM处理后的对照组和处理组的VNIM、VEBTP、ZSCORE均值变动趋势，如下图所示。无论是处理组还是对照组VNIM、VEBTP、ZSCORE的均值，均持续处于递减（递增）趋势

10、，这说明2010-2013年样本银行的收益波动性稳步下降。本文进一步用DID策略识别延付高管薪酬的净影响效应（见图4），可以发现，VNIM组间均值差的绝对值在2011年显著增大，但2012、2013年逐渐缩小，而VEBTP、ZSCORE组间均值差的绝对值则呈现先收窄后增大的特征，间接反映了延付高管薪酬政策对银行VNIM的影响可能具有即时性，而对VEBTP、ZSCORE的影响可能具有滞后性。 图2 VNIM均值变动趋势 图3 VEBTP均值变动趋势 图4 ZSCORE均值变动趋势 图5 盈余波动性变量组间均值差变动趋势 在进行双重差分法检验时，对经PSM处理后获得的处理组银行，令虚拟变量trea

11、ted=1，对于经PSM处理后获得的对照组银行，令treated=0。同时，设置时间虚拟变量t，令延付高管薪酬后的年份t=1，其他年份t=0。之后进行了如下四次检验：第一，为了检验假设1，本文将基于DID法的回归模型设定如下： （1）其中，衡量银行i在第t期的收益波动性，包含以下三个维度：（1）信贷业务是银行的核心业务，静息差（NIM）是衡量银行信贷业务收入的关键指标。本文用VNIM（静息差波动率）衡量银行在核心业务上的收益波动性。（2）本文用税和贷款损失准备前利润（EBTP）的波动率VEBTP来衡量银行总体经营收入的波动性。（3）用ZSCORE衡量银行的总体财务稳健性，ZSCORE值越高，意

12、味着银行离破产的距离越远、经营越稳定。X是一组随时间变化的可观测的影响银行收益波动性的控制变量，包括贷款增速（LOANG）、贷款拨备率（LPR）、银行规模（SIZE）、杠杆率（LEV）、贷存比（LDR）、资本充足率（CAP）、权益收益率（ROE）、是否上市（LIST）、经济周期（GDPG）等变量。是年度固定效应。是非观测效应，控制随时间不变的不可观测因素。是随机误差项，代表因银行因时而变且影响因变量的非观测扰动因素。从式（1）可以看出，对于对照组银行（treated=0），延付高管薪酬实施年份前后的收益波动性分别是和，不受延付高管薪酬政策影响的银行在延付薪酬实施年份前后的收益波动性差异为，这一

13、差异可视为排除了延付高管薪酬政策影响时银行收益波动性存在的时间趋势差异。对于处理组银行（treated=1），延付高管薪酬前后的收益波动性分别是和，差异为，这一差异不仅包含了延付高管薪酬政策的影响，还包含了上述时间趋势差异。因此，延付高管薪酬对收益波动性的净影响效应为。即DID估计量，为延付高管薪酬的政策效应，是本文关心的系数。如果延付高管薪酬降低了银行的收益波动性，则的系数应该显著为负（因变量为ZSCORE时的系数为正）。使用面板数据通过组内差分消掉非观测效应，得到一致估计。本文采用面板双重差分模型估计式（1）。表3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

14、入其他控制变量的估计结果，列(2)、列(4)、列(6)是加入了其他控制变量的结果。不难看到，无论是否加入其它控制变量，交互项的系数均显著为负（因变量为ZSCORE时则显著为正），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。表3 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）ttreated-0.3249*-0.2873*-0.1717*-0.1204*1.3989*1.5714*（-4.1082）（-3.4964）（-3.1487）（-2.127）（2.5975）（2.714）t-0.08550.024

15、1-0.0707*-0.03960.54631.0664（-1.5942）（0.1734）（-1.9109）（-0.4131）（1.467）（1.0824）LOANG0.0033*0.00070.002（1.7868）（0.5639）（0.1572）CAP0.0652*0.0371*0.1142（3.3872）（2.8023）（0.8384）SIZE-0.0679-0.1003-0.3773（-0.4932）（-1.0584）（-0.3875）LPR0.0709*0.0631*-0.005（2.2757）（2.9405）（-0.0228）LDR0.0057-0.00360.0173（1.185

16、2）（-1.0871）（0.5104）GDPG0.0265-0.00810.0766（0.9601）（-0.4236）（0.3927）LEV-0.0625*-0.02870.0716（-1.8063）（-1.2026）（0.2919）ROE0.01170.0128*0.0807（1.5443）（2.4455）（1.5036）_CONS0.5088*-0.18470.3743*1.14904.4636*3.3945（15.9165）（-0.1047）（16.9862）（0.9453）（20.5733）（0.2719）样本量1821741821741771750.23600.35170.18630

17、.31290.12370.1636F值10.045.207.444.364.451.89银行数484748474747注：括号中的值为双尾检验t值；*、*、*分别表示在10%、5%、1%水平上显著；treated和LIST变量由于具有时间不变性，回归时被自动删除。资料来源：作者利用stata14.0软件计算。第二，为了进一步检验假设2，本文引入EBTP及其与虚拟变量treated、t的交互项，构建基于DID法的回归模型： （2）衡量银行i在t时计提的贷款损失准备，本文用银行i在t期计提的贷款损失准备除以第t-1期的贷款余额计算，以反映预提概念，同时降低可能引致的潜在“内生性”问题。用EBTP测

18、度银行的盈余状况，Z是除了盈余管理动机外，影响LLP的资本管理动机、信号传递动机以及其他因素的一组随时间变化的可观测变量。延付高管薪酬政策对银行盈余管理动机的净影响效应为。本文关心的是系数，如果延付高管薪酬降低了银行通过LLP进行盈余管理的动机，则应该显著为负。与式（1）相同，本文使用面板数据差分模型估计式（2），通过组内差分消掉非观测效应以得到一致估计。结果如表4中第(1)、(2)列所示。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，说明样本银行存在显著的、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，交互项的系数依然显著为

19、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 延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响的DID检验变量LLP平均处理效应动态边际影响效应（1）（2）（3）（4）EBTP 0.1391*-0.1033 0.1376*-0.0868（2.0826）（-0.9357）（2.1228）（-0.7939）t-0.1017-0.175（-0.9962）（-1.0521）tEBTP0.04960.1501*（1.0083）（2.1514）treatedEBTP-0.1577-0.0102-0.1381-0.0042（-1.245）（-0.

20、0744）（-1.1129）（-0.0309）ttreated-0.6013*-0.3757（-2.4467）（-1.3585）ttreatedEBTP 0.3761* 0.2496*（3.2795）（1.9265）t2011-0.0487-0.0842-0.1112-0.2338（-1.3944）（-1.1896）（-0.9837）（-1.4498）t2012-0.041-0.0536-0.128-0.22（-1.1724）（-1.2317）（-0.9677）（-1.1835）t2013(omitted)(omitted)-0.2509-0.2828（-1.6018）（-1.1555）t20

21、11EBTP0.03430.1318*（0.6538）（1.6997）t2012EBTP0.044 0.1367* （0.7094）（1.7021）t2013EBTP0.1193 0.1812* （1.5707）（1.7602）t2011treated-0.5774* -0.3644（-2.0794）（-1.1495）t2012treated-0.1649-0.078（-0.4838）（-0.2119）t2013treated -1.1898*-0.9797* （-3.3295）（-2.4408）t2011treatedEBTP 0.3576*0.2411（2.8335）（1.6510）t20

22、12treatedEBTP0.1770.1101（1.1513）（0.6622）t2013treatedEBTP 0.6670* 0.5570* （3.9142）（2.9300）_cons0.12890.25140.11830.3252（1.1472）（0.5626）（1.0804）（0.71）控制变量否是否是样本量1831631831630.28890.39650.36310.4504F值6.454.234.933.61银行数48444844注：括号中的值为双尾检验t值；*、*、*分别表示在10%、5%、1%水平上显著；常数项估计值未列式。资料来源：作者利用stata14.0软件计算。第三，

23、为了进一步检验延付高管薪酬对银行收益波动性的动态边际影响，本文在式(1)中引入时间虚拟变量，如式(3)所示： （3）其中，t2011、t2012和t2013分别为对应于2011年、2012年和2013年的时间虚拟变量。本文在考察延付高管薪酬对银行收益波动性的动态边际影响效应时，关心的是交互项、和的系数、和。表5列示了式（3）的回归结果，当因变量为VNIM时，、和系数均显著为负，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，且其边际效应应表现为先增后减。当因变量为VEBTP时，交互项均为负，但只有和显著，说明延付高管薪酬政策对银行总体经营收入波动性

24、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，其系数的显著性说明延付高管薪酬对ZSCORE的影响也具有滞后性，系数的大小则表明ZSCORE在2013年有明显更高的提升幅度。因此，表5的结果印证了延付高管薪酬对VNIM的影响具有即时性，而对VEBTP和ZSCORE的影响具有滞后性。表5 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）（2）（3）（4）（5）（6）t2011treated-0.3190*-0.2790* -0.0934-0.06130.68450.9272

25、（-3.2919）（-2.8528）（-1.4221）（-0.9203）（1.0620）（1.3752）t2012treated-0.3470*-0.3141* -0.1975* -0.1460* 1.2815* 1.5440*（-3.5519）（-3.1374）（-2.9829）（-2.1418）（1.9718）（2.2348）t2013treated -0.3085*-0.2655* -0.2294* -0.1743* 2.3251* 2.5599* （-3.1328）（-2.5311）（-3.4371）（-2.4414）（3.5138）（3.5301）t2011-0.0395-0.059

26、9-0.0201-0.0380.0678-0.141（-0.7166）（-0.7353）（-0.5374）（-0.6848）（0.1843）（-0.2513）t2012-0.071-0.0777-0.0413-0.06080.15880.0195（-1.2558）（-0.6378）（-1.0778）（-0.7332）（0.4208（0.0231）t2013-0.09130.0143-0.04970.00040.18420.4175（-1.5777）（0.0979）（-1.2667）（0.0042）（0.4635）（0.4134）LOANG 0.0033*0.00050.0056（1.8100）

27、（0.4287）（0.4360）CAP0.0646* 0.0350* 0.1337（3.3126）（2.6410）（0.9906）SIZE-0.0692-0.1031-0.3553（-0.4988）（-1.0922）（-0.3703）LPR 0.0711* 0.0617* 0.016（2.2631）（2.8822）（0.0737）LDR0.0056-0.00290.008（1.1523）（-0.8890）（0.2381）GDPG(omitted)-0.00320.0144（-0.1672）（0.0742）LEV -0.0616* -0.02540.0423（-1.7582）（-1.0666）（

28、0.1742）ROE0.0116 0.0126* 0.0814（1.5114）（2.4109）（1.5377）_CONS 0.5088*-0.1604 0.3739*1.0924 4.4682*4.3982（15.8033）（-0.0901）（17.1388）（0.9020）（20.9391）（0.3574）样本量1821741821741771750.2370.35310.21460.33070.16580.2023F值6.634.415.833.994.112.06银行数484748474747注：括号中的值为双尾检验t值；*、*、*分别表示在10%、5%、1%水平上显著。资料来源：作者利

29、用stata14.0软件计算。第四，为进一步检验延付高管薪酬对银行盈余管理动机的动态边际效应，本文进一步在式（2）中引入时间虚拟变量，如式（4）所示：（4）本文在考察延付高管薪酬对银行盈余管理动机的动态影响效应时，关心的是、和的系数、和。表4中列（3）和列（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，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。为了检验本文实证结果的可靠性，本文考虑处理组和对照组考察期的变化：（1）将原来的20092013年考察期缩短为20092011年，即处理组为“2010年开始

30、延付高管薪酬的银行”，共计15家，对照组为“20092011年始终未实施延付高管薪酬的银行”，此时，2012年和2013年实施延付薪酬的银行共25家银行划入对照组。（2）将原来的20092013年考察期缩短为20092012年，即处理组为“2010年开始延付高管薪酬的银行”，共计15家，对照组为“20092012年均未实施延付高管薪酬的银行”，此时，2013年实施延付薪酬的8家银行划入对照组。对上述样本重新进行PSM-DID检验后本文发现，无论是考察期为20092011年还是20092012年，延付高管薪酬对银行收益波动性都有显著的影响，这与本文基本回归的结果一致；而延付高管薪酬对银行盈余管理

31、动机的影响则并不完全显著。 结果发现，延付高管薪酬在降低银行收益波动性的同时反而增强了其通过LLP进行盈余管理的动机。进一步对其动态边际效应进行检验后发现，银行通过LLP进行盈余管理的动机在延付薪酬后的第3年尤为显著。这种情况出现的主要原因在于，当前中国银行业高管延付薪酬的考核期限仅为3年，为了获得更加稳健的薪酬，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。说明虽然中国当前实施的延付高管薪酬政策能有效约束银行的收益波动性，但仅为3年的延付考核期限给予了高管盈余管理的动力和空间，从而可能令延付高管薪酬对银行风险承担的约束作用大打折扣。因此，进一步改革和完善当前中国银行

32、业高管薪酬延付制度是发挥其对银行风险偏好约束作用的重要措施，进而实现银行业的稳健经营和持续发展。据此，提出四点建议：（1）加强银行实施延付高管薪酬的监管力度；（2）优化高管薪酬的延期支付时间；（3）引入激励性的养老金制度；（4）改革高管薪酬考核的绩效指标。附录：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14.017012.954023.70.3120配对后14.017013.87603.286.70.9320LPR配对前2.41532.8396-37.60.2780配对后2.4

33、1532.4180-0.299.40.9940LEV配对前7.01136.5843180.5150配对后7.01136.97661.591.90.9680LDR配对前63.711076.6080-16.30.6580配对后63.711063.53700.298.70.9560LOAN配对前52.262051.150014.40.6430配对后52.262052.7590-6.455.40.8580NPL配对前1.17532.3936-49.60.1770配对后1.17531.1766-0.199.90.9960ROA配对前1.07670.879152.10.1260配对后1.07671.044

34、88.483.90.8270资料来源：作者利用stata14.0软件计算。表2 2010年实施延付高管薪酬银行的匹配平衡检验结果（2010-2012）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14.01712.87725.50.267配对后14.01714.095-1.893.10.963LPR配对前2.41532.8461-38.90.259配对后2.41532.4895-6.782.80.836LEV配对前7.01136.539520.10.46配对后7.01137.0264-0.696.80.986LDR配对前63.71176.222-16.40

35、.656配对后63.71163.1130.895.20.851LOAN配对前52.26251.59.90.748配对后52.26252.561-3.960.80.918NPL配对前1.17532.3841-50.80.167配对后1.17531.2175-1.896.50.856ROA配对前1.07670.8629357.20.092配对后1.07671.0477.986.10.837资料来源：作者利用stata14.0软件计算。表3 延付高管薪酬影响银行收益波动性的稳健性检验（2010-2012年）平均处理效应变量VNIMVEBTPZSCORE(1)(2)(3)（4）（5）（6）ttreat

36、ed -0.223* -0.270* 3.8821.3350.710* 0.738* （-2.447）（-2.837）（0.962）（0.315）（2.588）（2.478）t -0.142*-0.031-3.751-3.5660.253-0.317（-2.495）（-0.196）（-1.456）（-0.508）（1.455）（-0.646）LOANG-0.002-0.0910.004（-0.950）（-0.841）（0.523）CAP0.025-1.43-0.04（1.007）（-1.272）（-0.513）SIZE-0.017-7.1950.783（-0.090）（-0.844）（1.30

37、3）LPR0.059-2.038-0.028（1.158）（-0.877）（-0.179）LDR 0.019* 0.543*-0.006（2.870）（1.831）（-0.273）GDPG0.047-1.63-0.061（1.100）（-0.826）（-0.452）LEV-0.0270.730.069（-0.645）（0.374）（0.522）ROE0.011-0.31-0.015（1.132）（-0.678）（-0.495）_CONS 0.501*-1.567 6.188*99.526 4.529* -2.6（14.398）（-0.667）（3.947）（0.948）（42.955）（-0.

38、354）样本量1351311331291321310.23110.32860.03580.16010.17220.2061银行数464546454545注：括号中的值为双尾检验的t值。*、*、*分别表示在0.1、0.05和0.01水平下显著。表4 延付高管薪酬影响对银行收益波动性的动态边际影响效应（2010-2012年）变量VNIMVEBTPZSCORE(1)(2)(3)（4）（5）（6）t2011treated -0.211* -0.232* 4.4272.7160.4280.444（-2.014）（-2.163）（0.956）（0.569）（1.382）（1.350）t2012treate

39、d -0.235* -0.315* 3.328-0.3070.997* 1.087* （-2.229）（-2.816）（0.715）（-0.062）（3.207）（3.172）t2011-0.079-0.039 -4.542* -3.9980.082-0.273（-1.328）（-0.392）（-1.703）（-0.903）（0.461）（-0.896）t2012 -0.139*0-3.564-2.4390.154-0.556（-2.307）（0.001）（-1.319）（-0.336）（0.859）（-1.12）LOANG-0.002-0.0920.004（-0.957）（-0.845）（0

40、.558）CAP0.022-1.537-0.017（0.878）（-1.347）（-0.223）SIZE-0.023-7.3820.826（-0.119）（-0.862）（1.401）LPR0.061-1.965-0.042（1.189）（-0.841）（-0.271）LDR 0.020* 0.566* -0.011（2.935）（1.889）（-0.517）GDPG(omitted)-1.466-0.095（-0.734）（-0.711）LEV-0.0220.9070.032（-0.526）（0.458）（0.246）ROE0.011-0.32-0.013（1.096）（-0.698）（-0

41、.424）_CONS0.501*-1.591 6.187*98.314.529*-2.418（14.317）（-0.675）（3.925）（0.932）（43.593）（-0.335）样本量1351311331291321310.23160.33390.03650.16480.20570.2451银行数464546454545注：括号中的值为双尾检验的t值。*、*、*分别表示在0.1、0.05和0.01水平下显著。表5 延付高管薪酬影响对银行盈余管理动机影响的稳健性检验（2010-2012年）变量LLP平均处理效应动态边际效应（1）（2）（3）（4）EBTP-0.001-0.5030.117-

42、0.52（-0.140）（-1.186）（0.622）（-1.192）t0.096-0.427（0.893）（-0.999）tEBTP00.305*（0.164）（1.851）treatedEBTP0.4530.2690.2720.179（1.327）（0.620）（0.693）（0.410）ttreated-0.2260.089（-0.351）（0.129）ttreatedEBTP0.2980.151（1.022）（0.467）t2011-0.063-0.1080.079-0.464（-0.684）（-0.600）（0.603）（-1.283）t2012(omitted)(omitted)0

43、.165-0.673（1.030）（-1.356）t2011EBTP-0.0380.252（-0.620）（1.467）t2012EBTP-0.0480.392（-0.621）（2.014）t2011treated-0.633-0.415（-0.910）（-0.554）t2012treated0.6931.173（0.755）（1.238）t2011treatedEBTP0.5030.385（1.587）（1.105）t2012treatedEBTP-0.094-0.332（-0.228）（-0.767）RP20.5170.537（0.541）（0.560）SIGN0.1790.221（0.7

44、57）（0.880）LCO-0.161-0.174（-0.879）（-0.946）NPL0.007-0.002（0.099）（-0.025）CHNPL00（-0.181）（0.016）LOAN-0.047*-0.049*（-1.974）（-2.049）LOANG0.019*0.019*（2.722）（2.667）GDPG0.0740.053（0.826）（0.569）_CONS0.4326.722-2.4887.148（1.655）（1.554）（-0.524）（1.631）样本量1361161361160.22060.37950.24690.4134银行数46444644表6 2010年实施

45、延付高管薪酬银行的匹配平衡检验结果（2010-2011）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14.01712.93824.10.28配对后14.01713.6488.365.80.817LPR配对前2.41532.7674-32.90.335配对后2.41532.5935-16.649.40.603LEV配对前7.01136.531619.50.484配对后7.01136.82017.860.10.822LDR配对前63.71174.375-15.10.681配对后63.71163.2560.695.70.881LOAN配对前52.26251.1

46、3514.90.625配对后52.26252.514-3.377.60.927NPL配对前1.17532.2375-47.80.192配对后1.17531.233-2.694.60.794ROA配对前1.07670.8459164.50.054配对后1.07671.030812.880.10.665资料来源：作者利用stata14.0软件计算。表7 延付高管薪酬影响银行收益波动性的稳健性检验（2010-2011年）变量VNIMVEBTPZSCORE(1)(2)(3)（4）（5）（6）ttreated-0.2-0.252*-0.108-0.0950.4530.235（-1.480）（-1.763