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1、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 贾程 会计学 220170909880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、论文概述文章利用2010 年银监会发布商业银行稳健薪酬监管指引这一政策冲击和中国银行业20092013 年的数据，运用“准自然实验”的PSM-DID分析，研究延付高管薪酬在降低银行收益波动性中的作用。文章从股东-债权人利益冲突视角进行理论分析，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

2、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，文章推断，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。而在验证假设2的过程中却发现延付高管薪酬增强了其通过LLP进行盈余管理的

3、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薪酬延付后的第3年尤为显著。出现这种情况的主要原因在于，当前中国银行业高管延付薪酬的考核期限仅为3年，出于稳健性薪酬的目的，高管在延付薪酬后、考核期满时，有更强的动力和能力进行盈余管理，从而可能令延付高管薪酬政策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。具体措施如下：（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

4、绩效指标。2、倾向得分匹配（PSM）和双重差分（DID）方法的基本思想和计量模型PSM的基本思想是：假设个体i属于处理组，要找到属于控制组的某个j，使得个体j与个体i的可测变量取值尽可能相似（匹配），即XiXj。举例来说，小明读了研究生和小明没有读研究生，他的收入会差多少？可是小明已经读了研究生，我怎么才能估计出他要是不读研究生，他的收入会是多少呢？我们用“倾向得分匹配法”，这种方法能让我们从一大堆人群中（也就是我们的总体样本的一个子集），对每个人读研究生的概率进行估计，然后选出和小明具有非常相似的去读研究生的概率可是没有去读的同学小刚作为小明的对照，然后再来看他们的区别。当样本中的每个研究生

5、”小明“都找到了匹配的非研究生”小刚“，我们便能对这两组样本进行比较研究了。Xi可能包括多个变量，比如Xi为K维向量，此时，如果直接使用Xi进行匹配，则意味着要在高维度空间进行匹配，可能遇到数据稀疏的问题，即很难找到与Xi相近的Xj与之匹配，为此，一般使用某函数f（Xi），将K维向量Xi的信息压缩到一维，进而根据f（Xi）进行匹配。我们假定有N个个体，每一个处在干预中的个体i（i=1,2,N）都将有两种潜在结果（），分别对应着未被干预状态和干预状态中的潜在结果。那么对一个个体进行干预的效应标记为，表示干预状态的潜在结果与未干预状态的潜在结果之间的差，即：，令表示接受干预，表示未接受干预，同时表

6、示所测试的结果变量。那么反事实框架可以表示为以下模型：，该模型也可以表示为：，这个模型表明，两种结果中的哪一种将在现实中被观测到，取决于干预状态，即D的状态。DID的基本思想：经济学家常关心某政策实施后的效应，比如对于收入（y ）的作用。最简单的做法是比较处理组（即受政策影响的地区或个体）的前后差异，这称为“差分估计量”，即将处理组政策实施后的样本均值，减去政策实施前的样本均值。然而，由于宏观经济环境也随时间而变（时间效应），故政策实施地区的前后差异未必就是处理效应，为了解决差分法的局限性，常用方法是寻找适当的控制组，即未实施政策的地区（或未参加项目的个体），作为处理组的反事实参照系。具体来说

7、，可将未受政策影响的控制组之前后变化视为纯粹的时间效应，即Ycontrol，after-Ycontrol，before 综合以上两个差分，即将处理组的前后变化减去控制组的前后变化，可得到对于政策处理效应更为可靠的估计：（Ytreat，after-Ytreat，before）-（Ycontrol，after-Ycontrol，before），这就是所谓的双重差分估计量（DifferenceinDifferences，简记DD或DID），因为它是处理组差分与控制组差分之差。计量模型为：Yit=Di+T+DiT+uit，对时间差分，得到：Yi=+Di+uit，再次差分，取期望：EY1-Y0= 3、抽

8、样和数据获取文章通过查询银监会网站获得了相关银行名录，并手工查阅各银行网站的公开信息披露，经统计发现，截至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。然后，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，但从2010 年开始实施延付高管薪酬的银行“，称为处理组，共15家；“20092013 年均未实施延付高管薪酬的银行“， 称为对照组，共87家。4、数据分析方法 PSM：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，但从2010 年开始实施延付高管薪酬的

9、银行“，称为处理组，共15家；“20092013 年均未实施延付高管薪酬的银行“， 称为对照组，共87家。选取资本充足率（CAP）、贷款拨备率（LPR）、杠杆率（LEV）、不良贷款率（NPL）、贷存比（LDR）、贷款规模（LOAN）和资产收益率（ROA）等7 个可观测变量对处理组和对照组银行进行匹配，可观测变量的数值时期为2009 年。DID：对经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。对于假设1考虑回归模型：EarningsVolatili

10、tyit=0+1treatedit+2tit+3treatedittit+Xit+ct+ci+it，其中，EarningsVolatilityit表示银行i在第t期的收益波动性，包含三个维度：信贷业务的净息差（NIM）、税和贷款损失准备前利润（EBTP）、衡量总体财务稳健性的指标（ZSCORE），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，ct是年固定效应，ci是非观测效应，控制随时间不变的不可观测因素，it是随机误差项。对于假设2考虑回归模型：LLPit=0+1EBIPit+2tit+3treatedit4tit+EBTPit+5treateditEBTPit+6treated

11、ittit+7treatedittitEBTPit+Zit+vt+vi+it，其中，LLPit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LLPit。5、数据分析过程图1 VNIM均值变动趋势 图2 VEBTP均值变动趋势图3 ZSCORE均值变动趋势 图4 盈余波动性变量组间均值差变动趋势文章分别绘制了经PSM处理后的处理组和对照组的VNIM、VEBTP 和ZSCORE 均值变动趋势，如上图所示。可以看出，无论是处理组还是对照组的VNIM、VEBTP 和ZSCORE 均值，均持续处于递减（递增）趋势，这说明20102013 年样本银行的

12、收益波动性稳步下降。如果直接估算2010年（延付高管薪酬政策实施）以后VNIM、VEBTP 和ZSCORE 的变化，则会简单地认为延付高管薪酬降低了银行收益波动性， 产生这一错误认识的原因是忽视了样本期内对照组的收益波动性也呈现下降趋势这一客观事实，因此，本文进一步用DID 策略识别延付高管薪酬的净影响效应是必要且合理的。进一步对处理组和对照组的VNIM、VEBTP 和ZSCORE 进行组间作差（处理组均值-对照组均值），观察其差值变化趋势（见图4），可以看到，VNIM 组间均值差的绝对值在2011 年显著增大，但2012 年和2013 年逐渐缩小，而VEBTP 和ZSCORE 组间均值差的绝

13、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，而对银行VEBTP和ZSCORE 的影响可能具有滞后性。此外，仔细观察图4，本文还发现，ZSCORE 的组间均值差在2013 年与2010 年的差距，远高于VNIM 和VEBTP 的组间均值差在2013 年与2010 年的差距。表1 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）（-3.148

14、7）（-2.1270）（2.5975）（2.7140）t-0.08550.0241-0.0707*-0.03960.54631.0664（-1.5942）（0.1734）（-1.9109）（-0.4131）（1.4670）（1.0824）loang0.0033*0.00070.0020（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*-0.0050（2.2757）（2

15、.9405）（-0.0228）ldr0.0057-0.00360.0173（1.1852）（-1.0870）（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*1.14904.46363.3945（15.9165）（-0.1047）（16.9862）（0.9453）（20.5733）（0.271

16、9）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，回归时被自动删除表1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。不难看到，无论是否加入其他控制变量，交互项ttreated 的系数均显著为

17、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2延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响DID检验变量LLP平均处理效应动态边际影响效应（1）（2）（3）（4）EBTP0.1391*（2.0826）-0.1033（-0.9357）0.1376*(2.1228)-0.0868(-0.7939)t-0.1017(-0.9962)-0.1750(1.0521)TEBTP0.0496(1.0083)0.1501*(2.1514)treatedEBTP-0.1577(-1.2450)-0.0102(-0.0744)-0.1381(-1.1129

18、)-0.0042(-0.0309 )ttreated-0.6013*(-2.4467)-0.3757(1.3585)ttreatedEBTP0.3761*(3.2795)0.2496*(1.9265)t2012-0.1280(-0.9677)-0.2200(-1.1835)t2013-0.2509 (-1.6018)0.2828(1.1555)t2011EBTP0.0343 （0.6538）0.1318*（1.6997）t2012EBTP0.0440（0.7094）0.1367*（1.7021）t2013EBTP0.1193（1.5707 ）0.1812*（1.7602）t2011treate

19、d-0.5774*（-2.0794）-0.3644（1.1495）t2012treated-0.1649（-0.4838）-0.0780（0.2119）t2013treated-1.1898*（-3.3295）-0.9797*（2.4408）t2011treated EBTP0.3576*（2.8335）0.2411（1.6510）t2012treated EBTP0.1770（1.1513）0.1101（0.6622）t2013treated EBTP0.6670*（3.9142）0.5570*（2.9300）控制变量否是否是样本量183163183163R20.2889*0.3965*0.

20、3631*0.4504*F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 常数项估计值未列示。结果如表2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，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 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

21、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3延付高管薪酬对银行收益波动性的动态边际效应影响变量VNIMVEBTPZSCORE(1)(2)(3)(4)(5)(6)t2011treated-0.3190*-0.2790*-0.0934*-0.0613*0.6845*0.9272（-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）（-2.1

22、418）（1.9718）（2.2348）t2013treated-0.3085*-0.2655*-0.2294-0.17432.32512.5599*(-3.1328)(-2.5311)(-3.4371)(-2.4414)(3.5138)（3.5301）t2011-0.0395-0.0599-0.0201-0.03800.0678-0.1410(-0.7166)(-0.7353)(-0.5374)(-0.6848)(0.1843)(-0.2513)t2012-0.0710-0.0777-0.0413-0.06080.15880.0195(-1.2558)(-0.6378)(-1.0778)(-

23、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)控制变量否是否是否是_cons0.5088*-0.16040.3739*1.09244.4682*4.3982(15.8033)(-0.0901)(17.1388)(0.9020)(20.9391)(0.3574)样本量182174182174177175R20.23700.35310.21460.33070.16580.2023F6.63*4.41*5.83*3.

24、99*4.11*2.06*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%水平上显著表3列示了式（3）的回归结果，当因变量为VNIM 时，treatedt2011、treatedt2012 和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增后减。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收入波动性的影响表现出滞后性，效果在政策实

25、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，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。稳健性检验：原文的稳健性检验是将原来的考察期2009-2013缩短为2009-2011和2009-2012分别进行的，具体过程和上面的过程一样，这里就不赘述了。Stata具体过程详见附件。6、数据分析结果解释（1）平均处理效应以上结果表明，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。而且，平均处理效应不能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。此外，为何出现“ZSCORE 的组间均值差在2013 年与2010 年的差距， 远远高于VNIM 和VEBTP 的组间均值差在2013 年与2010 年的差距”的现象？ 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