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1、企业管理张伟荷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 摘要 2008年金融危机后，高管薪酬激励制度不当是引发商业银行过度风险承担的重要原因，为此，各国纷纷提出了加强金融高管薪酬制度的改革原则和具体建议，其中一项有意义的内容就是对高管薪酬实施延期支付薪金措施。其中中国银监会也在2010年发布了商业银行稳健薪酬监管指引，对银行高管薪酬制度做了一些规定，比如，延期支付和追索，折回条目大的等，目的是将风险成本，风险抵扣与薪酬挂钩，以发挥薪酬机制对风险防控的约束作用，现有一些研究主要是针对欧美等发达国家关于延付薪酬的情况，然而，发达国家延付高管薪酬是作为一种

2、市场行为，与银行风险偏好可能存在天然内生性，即风险偏好反过来可能会影响高管延付薪酬水平，况且，外国研究只证明了延付高管薪酬与银行风险承担之间有一定的相关性，而无法判断两者之间的因果联系。而中国在2010发布的监管指引要求中国银行的高管薪酬实施延期支付，这一事件可以看做是一中“准自然实验”，为本文研究提供了一个不同于发达国家的检验内部债务理论的实验样本。本文主要研究了在中国，延付高管薪酬对银行风险承担的政策效应，是基于银行盈余管理动机视角的得分倾向匹配和双重差分分析。2008年国际金融危机后，延付银高管薪酬已经成为中国监管部门降低金融风险的重要措施。理论上，这一政策实施很可能会降低银行的收益波动

3、性，进而降低通过LLP进行盈余管理的动机。本文利用2010年银监会发布的监管指引这一政策为一个突发事件作为冲击以及中国银行业2009年-2013年的一些数据，通过“准自然实验”的倾向得分匹配法-双重差分（PSM-DID）进行了研究，文中一开始提出了两个研究假设，其实验结果只验证了假设一成立，即在既定条件下，延付银行高管薪酬机将导致更低的收益波动性，但是结果显示假设二不成立，相反，在既定条件下，延付高管薪酬却增加了银行通过LLP计提进行盈余管理的动机。实验表明，如果仅仅比较平均处理效应而不考虑动态边际影响，延付高管薪酬政策对银行风险承担影响的净效应为：延付高管薪酬降低了银行的收益的波动性，但同时

4、反而增加了银行通过LLP进行盈余管理的动机。这显然与本文的研究假设存在矛盾。而且，平均处理效应不能敏感的回答关于延付高管薪酬影响银行收益波动性和盈余管理动机时间变动趋势的疑问，所以为了更进一步验证矛盾存在的问题，本文又进行了动态边际影响效应分析，结果显示，银行通过LLP进行盈余管理的动机在薪酬延付后的第3年尤为显著，之所以有这样的结果，是因为中国银行现在的高管薪酬制度其考核期一般为3年，因此，在延付薪酬考核期仅为3年的情况下，高管处于自身薪酬的稳健目的，在延迟付款后的第3年（考核期期满时）有很强的动力和能力进行盈余管理。关键词 延付高管薪酬； 银行风险承担； 盈余管理； 双重差分倾向得分匹配法

5、一、问题提出2008 年国际金融危机后，高管薪酬激励不当是引发商业银行过度风险承担的重要原因 ，已然成为社会共识。 为此，各国纷纷提出了加强金融高管薪酬制度改革的原则和具体建议，其中一项重要内容就是对高管薪酬实施延期支付、薪金追回措施。 中国银行业监督管理委员会（简称银监会）于 2010 年发布商业银行稳健薪酬监管指引（以下简称监管指引），对银行高管薪酬作了必须延期支付和追索、扣回的规定，其目的是将风险成本、风险抵扣与薪酬挂钩，以发挥薪酬机制对风险防控的约束作用。 那么，中国银行业高管薪酬延期支付的实施情况如何？ 是否有效减轻了银行风险承担？ 这种影响是短暂的还是持久的？ 这些都是极为重要且亟

6、待回答的问题。已有文献主要是研究欧美等发达国家的一些情况，然后发达资本主义市场的一些理论体系不一定满足于中国的行业分析，而且金融危机对各个国家的冲击力度是不一样的，所以延付高管薪酬制度在不同的环境的实施情况也不一样，加之已有文献对银行风险承担与延迟支付管管薪酬之间的关系不确定，正好监管指引明确要求中国银行业的高管薪酬实施延期支付，这一事件相当于一种“准自然实验”（Quasi-natural Experiment），为本文提供了一个完全不同于发达国家的检验内部债务理论的实验样本。银行高管有能力对信息披露做一些更改，这就是所谓的盈余管理，具体来说： 当银行实际损失超过预期损失时， 可有意计提较少的

7、贷款损失准备（Loan Loss Provision，LLP），以避免报告盈余的迅速降低 ，反之则相反 ，最终达到平滑盈余的目的 。因此，盈余管理动机在某种程度上可视为银行风险承担水平的事后表现：银行风险承担水平越高，在财务上可能表现为更大的收益波动性，进而银行进行盈余管理的动机越强； 本文利用2010年监管指引这一自然准实验，对2009-2013年收集的数据进行倾向匹配得分和双重差分，分析了延迟支付高管薪酬对于银行收益波动性的影响以及盈余管理动机的影响。二、理论分析及研究假设高管延付薪酬 （内部债务 ）对银行风险承担的重要性 ：股东 债权人利益冲突视角股东债权人之间的利益冲突源于双方不同的支

8、付结构。银行风险承担的度量：收益波动性与盈余管理动机视角银行风险承担可从多个方面进行度量。然而鲜有文献进一步将收益波动性拓展到盈余管理动机来衡量银行风险承担。 如前所述，收益波动性可以衡量银行风险承担，即银行的风险承担水平越高，在财务上可能表现为更大的收益波动性。 本文认为，在以会计盈余为基础的薪酬激励机制下，收益波动性更大的银行高管将有更强的动机来平滑收益。研究假设综合前面的理论分析，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：假设 1：当控制其他因素时，延付高管薪酬将导致银行更低的收益波

9、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。三、研究设计本文主要采取倾向得分匹配法与双重差分法，下面详细介绍一下这两者的思想与模型：1倾向得分匹配（PSM）思想与模型PSM源于计量，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的可观测量尽可能相似(匹配)，即，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实施延付高管薪酬整的概率相近。不过直接匹配的方法有一定的局限性：匹配数量太多意味着要在高度空间进行匹配，可能遇到数据稀疏问题，很难找的与相近的与之匹配

10、，匹配的数目太少又可能产生不合适的对照组银行。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，得分p不仅是以为变量，而且取值介于0，1之间，从而可以很大程度上保证实验的准确性。进行PSM时，从样本银行中选择两类银行作为分析对象， “2009年未实施延付高管薪酬，但是从2010年开始实施延付高管薪酬的银行”，作为处理组；“2009-2013年均未实施延付高管薪酬的银行”，对照组。在考虑当前银行高管薪酬激励考核相关内容的基础上，本文从资本充足率，货款拨备，杠杆率，不良贷款率，货存比，贷款规模和资产收益率等7个可观测变量对处理组和对照组银行进行匹配，可

11、观测的变量的数值为2009年。2双重差分（DID）思想与模型双重差分，也就是说前后要做两次差分，第一次做差是因为，由于实施某种效果后发生变化，所以用实验后的数据减去实验前的数据，但是这个过程中可能还包括时间趋势，即就算没实施某种效果也可能会出现的一些情况，然后再做一次差分，将第一次得出的差值减去另一组没有实施某种效果的前后差值，得出的是没有时间趋势干扰的实验效果。这是计量经济学中常用的一种消除内生性变量的方法，现在越来越流行了，好多准实验都采用了此种方法。对于经过PSM处理后获得的处理组银行，令虚拟变量treated=1，对于经PSM处理后的对照组银行令treated=0，同时，设置时间趋势变

12、量t，令延付高管薪酬后的年份t=1，其他年份t=0.根据以上界定，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，包括3各变量VNIM表示（净息差波动率），VEBTP(税和贷款损失准备前利润率),ZSCORE(总体财务稳健性)，其中净息差波动这个指标应该是最常用的来反应银行业务的一个指标，具体差分原理如表1。 （2）其中LLP衡量银行i在t时计提的贷款损失准备，EBTP是税和贷款损失准备前利润。差分原理如表2。在实施这个实验时同样要考虑控制变量，因为控制变量的选取可能会影响实验的准确性，尤其是银行这些涉及很多指标的行业，在实验过程中更要严格控制一些指标，具体

13、相关变量详见图1所示。表1 延付高管薪酬影响银行收益波动DID差分不延付高管薪酬延付高管薪酬Difference控制组+处理组+Difference+表2 延付高管薪酬影响银行盈余管理动机DID差分不延付高管薪酬延付高管薪酬Difference控制组+处理组+Difference+图1 变量列表四、抽样和数据获取1先进行倾向得分匹配PSM的可靠性取决于“条件独立性条件”是否被满足，即要求匹配后处理组和对照组银行在可观测变量上不存在显著性差异，如果有显著性差异，那这个实验将失去意义，本文进行核匹配方法，在资本充足率、贷款拨备率、杠杆率、货存比、贷款规模、不良贷款率和资产充足率等水平上进行匹配。通

14、过匹配，找到两个大体上相等的组，进行比较后面实验的结果。2双重差分检验平均处理效应，先对公式（1）进行DID检验，采用固定效应法估计面板双重差分模型，即通过一阶差分消除时间趋势，再对公式（2）进行检验，用同样的方法进行检验，这里在回归的过程中，分别加入了控制变量，而结果显示，控制变量不改变结果的方向。3再双重差分检验实验表明，如果仅仅比较平均处理效应而不考虑动态边际影响，延付高管薪酬政策对银行风险承担影响的净效应为：延付高管薪酬降低了银行的收益的波动性，但同时反而增加了银行通过LLP进行盈余管理的动机。这显然与本文的研究假设存在矛盾。所以加入动态边际影响效应分析4 稳健性检验为了更进一步验证模

15、型的正确性，最后进行了稳定性检验，将对照组与控制组又重新分组，然后与之前的研究结果进行比较，结果显示，延付高管薪酬对银行收益波动性都有显著影响，这与本文基本回归结果一致；而延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响不怎么显著，这并不与本文基本回归相矛盾，是由银行高管薪酬激励制度决定的。本文还利用风险加权资产比例衡量银行风险承担并进行相关检验，结果并没有改变，综上，可以说本次研究的设计是合理稳健的。五、数据分析1匹配与双重差分检验（1）平均处理效应。在进行检查平均处理效应之前，首先要进行倾向得分匹配，得到两组观测指标相似的数据后，再进行差分，本文先对式（1）进行双重差分检验。本研究采用固定效应法估计面板

16、双重差分模型，即通过一阶差分法消除变量的时间变化因素，这也是固定效应模型的好处，由于政策虚拟变量 treated 具有时间效应，因此，在做 DID 固定效应分析时，treated 会被自动删除，但这并不影响估计的结果及其有效性。但是控制变量会影响结果的准确性的，所以这里把都加入了控制变量进行了比较。表 3 列出了式（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）是加入了其他控制变量的结果。 不难看到，无论是否加入其他控制变量，交互项 ttreated（gd） 的系数均显著为负（因变量为 ZSCORE 时则显著为正），

17、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VNIMVEBTPZSCORE(1)(2)(3)(4)(5)(6)gd-0.3249*-0.2873*-0.1717*-0.1204*1.3989*1.5714*t-0.08550.0241-0.0707*-0.03960.54631.0664dumy20.0479-0.08150.0755*0.0136-0.7114*-1.3231*dumy30.0072-0.1111*0.0202-0.0468-0.4222-0.8381*dumy4(omitted)(omitted)(

18、omitted)(omitted)(omitted)(omitted)treated(omitted)(omitted)(omitted)loang0.0033*0.00070.0020cap0.0652*0.0371*0.1142size-0.0679-0.1003-0.3773lpr0.0709*0.0631*-0.0050ldr0.0057-0.00360.0173gdpg0.0265-0.00810.0766lev-0.0625*-0.02870.0716roe0.01170.0128*0.0807_cons0.5088*-0.18470.3743*1.14904.4636*3.394

19、5样本量182174182174177175R20.23600.35170.18630.31290.12370.1636F值10.045.207.444.364.451.89银行数484748474747注：*，*，*分别表示在10%、5%、1%水平上显著本文进一步利用式（2）对假设 2 进行检验，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（ebtp） 的系数显著为正，这说明样本银行存在显著的、通过LLP 进行盈余管理的动机。 交互项 ttreatedEBTP （gd_ebtp）的系数显著为正，说明延付高管薪酬加剧了银行通过 LL

20、P 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 （gd_ebtp）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 延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响的DID检验LLP平均处理效应动态边际影响效应(1)(2)(3)(4)ebtp0.1391*-0.10330.1376*-0.0868t-0.1017-0.1750treated(omitted)(omitted)(omitted)(omitted)t_ebtp0.04960.1501*t

21、re_ebtp-0.1577-0.0102-0.1381-0.0042gd-0.6013*-0.3757gd_ebtp0.3761*0.2496*dumy2-0.0487-0.0842-0.1112-0.2338dumy3-0.0410-0.0536-0.1280-0.2200dumy4(omitted)(omitted)-0.2509-0.2828rp1(omitted)(omitted)rp2-0.0591-0.0219sign0.00120.0092lco-0.0660-0.0562npl0.01630.0133chnpl0.00020.0002loan-0.0033-0.0035loa

22、ng0.0042*0.0040*gdpg0.03490.0266dumy2_ebtp0.03430.1318*dumy3_ebtp0.04400.1367*dumy4_ebtp0.11930.1812*gd2-0.5774*-0.3644gd3-0.1649-0.0780gd4-1.1898*-0.9797*gd2_ebtp0.3576*0.2411gd3_ebtp0.17700.1101gd4_ebtp0.6670*0.5570*_cons0.12890.25140.11830.3252样本量183163183163R20.28890.39650.36310.4504F值6.454.234.

23、933.61银行数48444844注：*，*，*分别表示在10%、5%、1%水平上显著以上结果表明，如果仅比较平均处理效应而不考虑动态边际影响，延付高管薪酬政策对银行风险承担影响的净效应为：延付高管薪酬降低了银行的收益波动性，但同时反而提高了银行通过LLP进行盈余管理的动机。 这显然与本文的研究假设存在一定的矛盾。 由于不能识别延付高管薪酬对银行收益波动性和盈余管理动机影响效应的动态变化，以上种种疑问并不能通过式（1）和式（2）的一系列估计得到答案，后面将通过估计动态边际影响，弥补上述缺陷。（2）动态边际影响效应。 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

24、入时间虚拟变量，如式（3）所示：这里加入了2011，2012，2013年的虚拟变量，但是我们重点关心的是交互项 treatedt2011、treatedt2012 和 treatedt2013 的系数 5、6和 7。表 5 列出了式（3）的回归结果，当因变量为 VNIM 时，treatedt2011（gd2）、treatedt2012 （gd3）和 treatedt2013 （gd4）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增后减。 当因变量为 VEBTP 时，交互项均为负，但只有tr

25、eatedt2012 （gd3）和 treatedt2013（gd4） 显著， 说明延付高管薪酬政策对银行总体经营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。 本文认为上述动态边际效应产生分化的原因可能是，由于当前中国银行业的主要盈利来源仍集中于贷款投放（中国银行业的资产中有一半左右为贷款），当银行意图减少风险承担时，首选调整信贷资产。 因此，延付高

26、管薪酬的实施首先影响到银行的净息差波动率（VNIM），而对包含了其他收入要素经营性收益的波动性 VEBTP 以及 ZSCORE 的影响则表现出一定的滞后性。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：同理，我们只需要关心关心的是t2011treatedEBTP、t2012treatedEBTP 和 t2013treatedEBTP 的系数 13、14和 15。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，t2013treatedEBTP（gd4_ebtp）

27、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。本文经过仔细分析后发现，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内的风险损失超常暴露， 商业银行有权将相应期限内已发放的绩效薪酬全部追回，并支付所有未支付部分”。 因此，在延付薪酬考核期限仅为 3 年的情况下，高管出于自身薪酬的稳健性目的，在延付高管薪酬后的第 3 年（即考核期满时）有很强的动力和能力进行盈余管理：在EBTP 较高时过度计提 LLP，为以后年度的业绩增长留出空间，而在 EBTP 较低时减少 LLP 的计提，以确保自己在当

28、前考核期内的延付薪酬不受影响。 因此，延付高管薪酬为何在降低银行收益波动性的同时反而提高了其通过 LLP 进行盈余管理的动机便得到了合理解释。表5 延付高管薪酬影响银行波动性收益的动态处理效应VNIMVEBTPZSCORE(1)(2)(3)(4)(5)(6)gd2-0.3190*-0.2790*-0.0934-0.06130.68450.9272gd3-0.3470*-0.3141*-0.1975*-0.1460*1.2815*1.5440*gd4-0.3085*-0.2655*-0.2294*-0.1743*2.3251*2.5599*dumy2-0.0395-0.0599-0.0201-0

29、.03800.0678-0.1410dumy3-0.0710-0.0777-0.0413-0.06080.15880.0195dumy4-0.09130.0143-0.04970.00040.18420.4175treated(omitted)(omitted)(omitted)(omitted)(omitted)(omitted)loang0.0033*0.00050.0056cap0.0646*0.0350*0.1337size-0.0692-0.1031-0.3553lpr0.0711*0.0617*0.0160ldr0.0056-0.00290.0080gdpg(omitted)-0.

30、00320.0144lev-0.0616*-0.02540.0423roe0.01160.0126*0.0814_cons0.5088*-0.16040.3739*1.09244.4682*4.3982样本量182174182174177175R20.23700.35310.21460.33070.16580.2023F值6.634.415.833.994.112.06银行数48475.83474747注：*，*，*分别表示在10%、5%、1%水平上显著2稳健性检验本文以 2010 年监管指引的出台作为延付高管薪酬政策的起始点，考察期为 20092013 年。为了检验本文实证结果的可靠性，本文

31、考虑处理组和对照组考察期的变化：将原来的 20092013年考察期缩短为 20092011 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“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。 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。 首先分析一下2010-2011年即的研究

32、结果，因为只有一年数据，所以平均和动态效应一样，做一次回归就可以。（1） 平均（动态边际）影响效应在 PSM 处理的基础上，本文对式（1）进行 DID 检验。采用固定效应法估计面板双重差分模型，即通过一阶差分法消除变量的时间变化因素，由于政策虚拟变量 treated 具有时因此，在做 DID 固定效应分析时，treated 会被自动删除，但这并不影响估计的结果及其有效性。表6 延付高管薪酬影响银行波动性收益的平均处理效应VNIMVEBTPZSCORE(1)(2)(3)(4)(5)(6)gd-0.200-0.252*-0.108-0.0950.4530.235t-0.116-0.185-0.03

33、7-0.0000.058-0.636treated(omitted)(omitted)(omitted)loang-0.002-0.0010.008cap0.0460.027-0.027size-0.204-0.2371.627lpr0.064-0.013-0.136ldr0.044*-0.0140.031gdpg-0.005-0.024-0.263lev-0.028-0.005-0.099roe0.0270.007-0.077_cons0.524*-0.8090.384*3.7634.583*-9.185样本量949294929494R20.18980.40370.11770.23470.0

34、6680.2530F值5.162.372.871.041.581.22银行数484749484848注：*，*，*分别表示在10%、5%、1%水平上显著表 6 列出了式（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）是加入了其他控制变量的结果。 不难看到，无论是否加入其他控制变量，交互项 ttreated（gd） 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。因为实施延付高管薪酬对于VNIM具有即时性，对于VEBTP具有滞后作用，所以V

35、NIM（0.200）的系数绝对值要大于VEBTP（0.108）。对延付高管薪酬对于盈余管理动机的研究，本文进一步利用式（2）对假设 2 进行检验，结果如表 7 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（ebtp） 的系数为正，这说明样本银行存在、通过LLP 进行盈余管理的动机。 交互项 ttreatedEBTP （gd_ebtp）的系数为正，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 （gd_ebtp）的系数为负数，说明延付高管薪酬弱化了银行

36、通过 LLP 进行盈余管理的动机。 因此，列（1）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。列（2）的结果与假设 2 的预期一样， 因为这是一期数据，不能说明由于政策导致假设2成立，很有可能是数据收集的错误或者操作失误。然后进行两期数据的研究，用2010-2012年的数据进行分析：（1） 平均处理效应在 PSM 处理的基础上，本文对式（1）进行 DID 检验。采用固定效应法估计面板双重差分模型，即通过一阶差分法消除变量的时间变化因素，由于政策虚拟变量 treated 具有时因此，在做 DID 固定效应分析时，treated 会被自动删除，但

37、这并不影响估计的结果及其有效性。表 8 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）是加入了其他控制变量的结果。当变量为VNIM时，无论是否加入其他控制变量，交互项 ttreated（gd） 的系数均显著为负（因变量为 ZSCORE 时则显著为正），而当因变量是VEBTP时，两次系数都不显著，且为正数，这与假设1相反，这里笔者认为，这并不能推翻假设一，以为银行的主要业务收入还是贷款，所以当政策实行后，影响最显著的应该是VNIM，而对于VEBTP这个因变量可能是其他影响这个因变量的自变量发生显著变化引起的，

38、所以这不违背假设1，所以，还是从整体上可以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。本文进一步利用式（2）对假设 2 进行检验，结果如表 9 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（ebtp） 的系数为负，而且数值很小，几乎为零，这说明样本银行存在显著的、通过LLP 进行盈余管理的动机。 交互项 ttreatedEBTP （gd_ebtp）的系数为正且不显著，可以说延付高管薪酬几乎不对银行通过 LLP 进行盈余管理的动机起作用。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 （g

39、d_ebtp）的系数依然显著为正，列（2）的结果与列（1）相似，与假设 2 的预期不相符。（2）动态处理效应表10 列出了式（3）的回归结果，当因变量为 VNIM 时，treatedt2011（gd2）、treatedt2012 （gd3）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 年均显著下降，且其边际效应表现为递增趋势。 当因变量为 VEBTP 时，交互项在不加入控制变量2均为正，同理，笔者认为，这不能推翻假设一，可能还存在一个显著影响VEBTP的变量在起作用，况且，延付高管薪酬政策与VNIM有很强的关系，VNIM才能更大程度上决定政

40、策的有效性。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 2012年有明显更高的提升幅度。 本文认为上述动态边际效应产生分化的原因可能是，由于当前中国银行业的主要盈利来源仍集中于贷款投放（中国银行业的资产中有一半左右为贷款），当银行意图减少风险承担时，首选调整信贷资产。 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），而对包含了其他收入要素经营性收益的波动性 VEBTP 以及 ZSCORE 的影响则表现出一定的滞后性。表7 延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响的DID检验平均

41、（动态）处理效应(1)(2)ebtp0.1890.725t0.035-0.089treated(omitted)(omitted)t_ebtp-0.021-0.044tre_ebtp0.5500.305gd0.2290.468gd_ebtp0.151-0.004rp1(omitted)rp22.975sign-0.361lco0.007npl-0.659chnpl0.001loan0.025loang-0.010gdpg-0.040dumy2dumy3dumy2_ebtpdumy3_ebtpgd2gd3gd2_ebtpgd3_ebtp_cons0.041-0.636样本量9880R20.355

42、40.4271F值3.951.22银行数4943注：*，*，*分别表示在10%、5%、1%水平上显著表8 延付高管薪酬影响银行波动性收益的平均处理效应VNIMVEBTPZSCORE(1)(2)(1)(2)(1)(2)gd-0.223*-0.270*3.8821.3350.710*0.738*t-0.142*-0.031-3.751-3.5660.253-0.317treated(omitted)(omitted)(omitted)loang-0.002-0.0910.004cap0.025-1.430-0.040size-0.017-7.1950.783lpr0.059-2.038-0.028

43、ldr0.019*0.543*-0.006gdpg0.047-1.630-0.061lev-0.0270.7300.069roe0.011-0.310-0.015dumy20.068-0.002-0.614-0.203-0.265*-0.005dumy3(omitted)(omitted)(omitted)(omitted)(omitted)(omitted)_cons0.501*-1.5676.188*99.5264.529*-2.600样本量135131133129132131R20.23160.33390.03650.16480.20570.2451F值6.403.090.791.185

44、.372.00银行数464545454545注：*，*，*分别表示在10%、5%、1%水平上显著从上面的结果中可以看出，平均效应削弱了政策带来的阶段性效应，所以这里动态性分析法，运用动态边际效应分析延付高管薪酬对银行盈余管理动机的影响，可以观察到每一年的变化情况，可以很敏感的捕捉到每一年的效应，所以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。本文在式（2）中引入时间虚拟变量，如上文式（4）所示，从表9可以看出，表 9 中列（3）和列（4）报告了式（4）的回归结果，可以看到，ebtp的系数为正，说明延付高管薪酬对银行盈余管理动机的具有作用，再来看交互项，2011年项交互项的系数为正

45、，2012年交互项系数为负数， 2011年系数解释了在实施政策后明显出现了高管调整盈余管理的现象，与之前不受限制相比，这个行为比较显著， 而在2012年这种现象反而相反，减少了这个盈余管理效应，可能是在第一年刚实行政策时高管们比较敏感，而经过一年的实施，高管们已经尝试过这个政策的效应了，所以不那么热心的在很大幅度上通过LLP进行盈余管理了，所以延付高管薪酬对银行盈余管理动机在2012年时显得不那么明显，高管们经过一年的实施，在第二年相对来说降低了这个动机，这也在一定程度上可以解释结果。表9 延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响的DID检验LLP平均处理效应动态边际影响效应(1)(2)(1)(2)

46、ebtp-0.001-0.5030.117-0.520t0.096-0.427treated(omitted)(omitted)(omitted)(omitted)t_ebtp0.0000.305*tre_ebtp0.4530.2690.2720.179gd-0.2260.089gd_ebtp0.2980.151dumy2-0.063-0.1080.079-0.464dumy3(omitted)(omitted)0.165-0.673rp1(omitted)(omitted)rp20.5170.537sign0.1790.221lco-0.161-0.174npl0.007-0.002chnp

47、l-0.0000.000loan-0.047*-0.049*loang0.019*0.019*gdpg0.0740.053dumy2_ebtp-0.0380.252dumy3_ebtp-0.0480.392*gd2-0.633-0.415gd30.6931.173gd2_ebtp0.5030.385gd3_ebtp-0.094-0.332_cons0.4326.722-2.4887.148样本量136116136116R20.22060.37950.24690.4134F值3.362.322.622.11银行数0.2206444644注：*，*，*分别表示在10%、5%、1%水平上显著对上述样

48、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动机的影响则并不完全显著。 本文认为，上述稳健性检验结果与本文基本回归的结论并不矛盾，由于中国银行业延付高管薪酬的考核期为 3 年，因此银行在延付薪酬后的第 3 年有更强的盈余管理动机，稳健性检验仅考察了延付薪酬后的第 1 年和第 2 年，因此该结论不但不能推翻前文的结论，反而增强了银行出于薪酬稳健性目的，在延付薪酬后的第 3 年（即考核期满时）进行盈余管理的判断。表10 延付高管薪酬影响

49、银行波动性收益的动态处理效应VNIMVEBTPZSCORE(1)(2)(1)(2)(1)(2)gd2-0.211*-0.232*4.4272.7160.4280.444gd3-0.235*-0.315*3.328-0.3070.997*1.087*dumy2-0.079-0.039-4.542*-3.9980.082-0.273dumy3-0.139*0.000-3.564-2.4390.154-0.556treated(omitted)(omitted)(omitted)(omitted)(omitted)(omitted)loang-0.002-0.0920.004cap0.022-1.5

50、37-0.017size-0.023-7.3820.826lpr0.061-1.965-0.042ldr0.020*0.566*-0.011gdpg(omitted)-1.466-0.095lev-0.0220.9070.032roe0.011-0.320-0.013_cons0.501*-1.5916.187*98.3104.529*-2.418样本量135131133129132131R20.23160.33390.03650.16480.20570.2451F值6.403.090.791.185.372.00银行数464545454545注：*，*，*分别表示在10%、5%、1%水平上显著六总结与启发本文基于银行盈余管理动机视角，利用依托于“准自然实验”的 PSM-DID 方法，检验延付高管薪酬是否能有效降低银行的收益波动性并进而降低其通过 LLP 进行盈余管理的动机。 结果却发现，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