论文复制作业1 9谢云云0

1、延付高管薪酬对银行风险承担的政策效应论文复制2017级会计学 谢云云 220170909900一、论文概述2008年金融危机之后，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，因此，各国提出对高管薪酬实施延期支付、薪金追回措施等建议。现有基于欧美发达国家数据样本的关于高管延付薪酬的实证研究发现，高管延付薪酬水平与银行风险承担之间显著负相关。但延付薪酬与银行风险偏好之间可能存在内生性，因此，这些研究只能证明延付高管薪酬与银行风险承担之间的相关性，无法形成二者的因果推断。另一方面，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，进而银行通过贷款损失准备（LLP）进行盈余管理的动机就

2、越强；如果延付高管薪酬能有效约束银行风险承担，则将导致银行进行盈余管理的动机减弱。监管指引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”。本文利用这一外部政策冲击，基于中国银行业20092013年的数据，运用双重差分倾向得分匹配法（PSMDID），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。研究结果发现，延付高管薪酬降低了银行收益波动性，同时也增强了银行通过LLP进行盈余管理的动机，且在延付薪酬后的第3年这种动机尤为显著，主要是因为当前中国银行业高管延付薪酬的考核

3、期限仅为3年，高管有更强的动机和能力在考核期满时进行盈余管理，以获得更稳健的薪酬。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。二、研究假设假设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。三、研究设计（一）倾向得分匹配（PSM）从样本银行中选择两类银行作为分析对象：（1）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；（2）对照组：20092013年均未实施延付高管薪酬的银行。在对

4、照组中找到某个银行j，使其与处理组中的银行i的可观测变量尽可能相似（匹配），即xi=xj，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。（二）双重差分法（DID）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。对比时剔除所有银行在2010年前后由于其他因素发生变化而对收益波动性和盈余管理动机产生的影响。因此：（1）将处理组和对照组银行进行对比；（2）将2010年之前的所有银行和2010年之后的所有银行进行对比。对经PSM处理后获得的处理组银行，令虚拟变量treated=1，对于经P

5、SM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。（三）计量模型检验假设1：EarningsVolatilityit=0+1treatedit+2tit+3treatedittit+Xit+ct+ci+it （1）检验假设2：LLPit=0+1EBTPit+2tit+3treatedit+4titEBTPit+5treateditEBTPit+6treatedittit+7treatedittitEBTPit+lZit+vt+vi+xit （2）（四）抽样和数据获取通过银监会网站获得中国银行业实施延付高管薪酬的相关银行名录

6、，手工查阅各银行网站的公开信息披露，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。进行PSM时，从样本银行中选择两类银行作为分析对象：（1）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；（2）对照组：20092013年均未实施延付高管薪酬的银行。四、实证分析（一）倾向得分匹配处理根据研究设计，本文通过Probit模型进行PSM处理，采用核匹配法确定权重。PSM的可靠性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差异，因此，在报告核匹配倾向得分估计结果之前，本文需

7、要进行匹配平衡性检验，结果如下表： 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（20102013）可观测变量均值标准偏误标准偏差减少幅度（%）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2.41532.8400-37.60.2780配对后2.41532.4180-0.299.40.9940LEV配对前7.01136.584318.00.5150配对后7.01136.97661.591.90.9680LDR配对前63.711076.6080-16.30.6580配对

8、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1.07670.879052.10.1260配对后1.07671.04488.483.90.8270相比匹配前，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）、贷款规模（LOAN）、不良贷款率（NPL）和资产收益率（ROA）水平等方面的

9、差异大幅下降，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，本文选取的可观测变量合适且匹配方法得当，核匹配估计可靠。本文分别绘制了经PSM处理后的处理组和对照组的VNIM、VEBTP和ZSCORE均值变动趋势，如图2图4所示。可以看出，处理组和对照组的VNIM和VEBTP均值处于持续递减趋势，ZSCORE 均值处于持续递增趋势，表明20102013年，样本银行的收益波动性逐步下降。图5为处理组与对照组的VNIM、VEBTP和ZSCORE组间均值差（处理组均值对照组均值）的变化趋势。可以看出，VNIM组

10、间均值差的绝对值在2011年增大，在2012年和2013年减小，VEBTP和ZSCORE组间均值差的绝对值先减小后增大。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 盈余管理波动性变量组间均值差变动趋势（二）双重差分检验（2010年2013年）1、平均处理效应表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.

11、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）（2.9405）

12、（-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*1.14904.4636*3.3945（15.9165）（-0.1047）（16.9862）（0.9453）（20.5733）（0.2719）样本量

13、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；*、*、*分别标准在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。在PSM处理的基础上，对式（1）进行DID检验。采用固定效应双重差分模型，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具有时间不变性，因此，在做DID固定效应时，treated会被自动删除，但这并不影响估计的结果及其有效

14、性。估计结果如表3所示，其中列（1）、（3）、（5）是没有加入控制变量的估计结果，列（2）、（4）、（6）是加入了控制变量的估计结果。可以看出，不管是否加入控制变量，当因变量为VNIM和VEBTP时，交互项ttreated的系数均显著为负；当因变量为ZSCORE时，交互项的系数显著为正。这表明延付高管薪酬政策显著降低了银行的收益波动性，假设1得到验证。2、动态边际影响效应表5 延付高管薪酬对银行业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*-0.0934-0.06130.68450.9

15、272（-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）t2011-0.0395-0.0599-0.020

16、1-0.03800.0678-0.1410（-0.7166）（-0.7353）（-0.5374）（-0.6848）（0.1843）（-0.2513）t2012-0.0710-0.0599-0.0413-0.06080.15880.0195（-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）控制变量否是否是否是_CONS0.5088*-0.16040.3739*

17、1.09244.4682*4.3982（15.8033）（-0.0901）（17.1388）（0.9020）（20.9391）（0.3574）样本量182174182174177175R20.23700.35310.21460.33070.16580.2023F值6.63*4.41*5.83*3.99*4.11*2.06*银行数484748474747注：括号中的值为双尾检验t值；*、*、*分别标准在10%、5%、1%水平上显著；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t2011、t2012和t2013，我们在估计结果中关心的是交互项t2011

18、treated、t2012treated和t2013treated的系数。估计结果如表5所示。当因变量为VNIM时，交互项t2011treated、t2012treated和t2013treated的系数均显著为负，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，交互项为负，但只有t2012treated和t2013treated显著，说明2010年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

19、，也只有t2012treated和t2013treated显著，说明延付高管薪酬政策对ZSCORE的影响也具有滞后性，且系数的大小表明ZSCORE在2013年有明显更高的提升幅度。3、检验盈余管理行为表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）EBTP0.1391*-0.10330.1376*-0.0868（2.0826）（-0.9357）（2.1228）（-0.7939）t-0.1017-0.1750（-0.9962）（-1.0521）tEBTP0.04960.1501*（1.0083）（2.1514）treatedEBT

20、P-0.1577-0.0102-0.1381-0.0042（-1.2450）（-0.0744）（-1.1129）（-0.0309）ttreated-0.6013*-0.3757（-2.4467）（-1.3585）ttreatedEBTP0.3761*0.2496*（3.2795）（1.9265）t2011-0.1112-0.2338（-0.9837）（-1.4498）t2012-0.1280-0.2200（-0.9677）（-1.1835）t2013-0.2509-0.2828（-1.6018）（-1.1555）t2011EBTP0.03430.1318*（0.6538）（1.6997）t20

21、12EBTP0.04400.1367*（0.7094）（1.7021）t2013EBTP0.11930.1812*（1.5707）（1.7602）t2011treated-0.5774*-0.3644（-2.0794）（-1.1495）t2012treated-0.1649-0.0780（-0.4838）（-0.2119）t2013treated-1.1898*-0.9797*（-3.3295）（-2.4408）t2011treatedEBTP0.3576*0.2411（2.8335）（1.6510）t2012treatedEBTP0.17700.1101（1.1513）（0.6622）t20

22、13treatedEBTP0.6670*0.5570*（3.9142）（2.9300）控制变量否是否是样本量183163183163R20.28890.39650.36310.4504F值6.45*4.23*4.93*3.61*银行数48444844注：括号中的值为双尾检验t值；*、*、*分别标准在10%、5%、1%水平上显著；常数项估计值未列示。利用式（2）对假设2进行检验，结果如表4中（1）、（2）列所示。其中列（1）为没有加入控制变量的结果，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

23、薪酬加剧了银行通过LLP进行盈余管理的动机。列（2）为加入了控制变量的结果，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。为了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）中引入了时间虚拟变量t2011、t2012和t2013，我们在估计结果中关心的是交互项t2011treatedEBTP、t2012treatedEBTP和t2013treatedEBTP的系数。表4中的列（3）和列（4）报告了估计结果，可以看到，三项交互项的系数均为正，从各系数

24、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。（三）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点，考察期为20092013年。为了检验结果的可靠性，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20092012年；（2）将原来的20092013年考察期缩短为20092011年。对缩短考察期后的样本重新进行PSMDID检验。（1）将原来的20092013年考察期缩短为20092012年。附录表2 2010年实施延付高管薪酬银行的匹配平衡检验结果（

25、20102012）可观测变量均值标准偏误标准偏差减少幅度（%）T值检验相伴概率处理组对照组CAP配对前14.017012.877025.50.2670配对后14.017014.0950-1.893.10.9630LPR配对前2.41532.8461-38.90.2590配对后2.41532.4895-6.782.80.8360LEV配对前7.01136.539520.10.4600配对后7.01137.0264-0.696.80.9860LDR配对前63.711076.222-16.40.6560配对后63.711063.1130.895.20.8510LOAN配对前52.262051.500

26、09.90.7480配对后52.262052.5610-3.960.80.9180NPL配对前1.17532.3841-50.80.1670配对后1.17531.2175-1.896.50.8560ROA配对前1.07670.862957.20.0920配对后1.07671.04707.986.10.8370附录表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）ttreated-0.223*-0.270*3.8821.3350.710*0.738*（-2.447）（-2.837）（0.962

27、）（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）CAP0.025-1.430-0.040（1.007）（-1.272）（-0.513）SIZE-0.017-7.1950.783（-0.090）（-0.844）（1.303）LPR0.059-2.038-0.028（1.158）（-0.877）（-0.179）LDR0.019*0.543*-0.0

28、06（2.870）（1.831）（-0.273）GDPG0.047-1.630-0.061（1.100）（-0.826）（-0.452）LEV-0.0270.7300.069（-0.645）（0.374）（0.522）ROE0.011-0.310-0.015（1.132）（-0.678）（-0.495）_CONS0.501*-1.5676.188*99.5264.529*-2.600（14.398）（-0.667）（3.947）（0.948）（42.955）（-0.354）样本量135131133129132131R20.23110.32860.03580.16010.17220.2061银行

29、数464546454545注：括号中的值为双尾检验t值；*、*、*分别标准在10%、5%、1%水平上显著；附录表4 延付高管薪酬对银行业收益波动性的动态边际影响效应（20102012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）t2012treated-0.235*-0.315*3.328-0.3070.997*1.087*（-2.229）（-2.816）（0.715）（-0.062）（3

30、.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）t2012-0.1390.000-3.564-2.4390.154-0.556（-2.307）（0.001）（-1.319）（-0.336）（0.859）（-1.120）LOANG-0.002-0.0920.004（-0.957）（-0.845）（0.558）CAP0.022-1.537-0.017（0.878）（-1.347）（-0.223）SIZE-0.023-7.3820.826（-0.11

31、9）（-0.862）（1.401）LPR0.061-1.965-0.042（1.189）（-0.841）（-0.271）LDR0.020*0.566*-0.011（2.935）（1.889）（-0.517）GDPG（omitted）-1.466-0.095（-0.734）（-0.711）LEV0.501*-0.0220.9070.032（14.317）（-0.526）（0.458）（0.246）ROE-0.211*0.011-0.320-0.013（-2.014）（1.096）（-0.698）（-0.424）_CONS-0.235*-0.315*6.187*98.3104.529*-2.418

32、（-2.229）（-2.816）（3.925）（0.932）43.593（-0.335）样本量135131133129132131R20.23160.33390.03650.16480.20570.2451银行数464546454545注：括号中的值为双尾检验t值；*、*、*分别标准在10%、5%、1%水平上显著；附录表5 延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响的稳健性检验（20102012年）变量LLP平均处理效应动态边际影响效应（1）（2）（3）（4）EBTP-0.001（-0.140）-0.503（-1.186）0.117（0.622）-0.520（-1.192）t0.096（0.893）-

33、0.427（-0.999）tEBTP0.000（0.164）0.305*（1.851）treatedEBTP0.453（1.327）0.269（0.620）0.272（0.693）0.179（0.410）ttreated-0.226（-0.351）0.089（0.129）ttreatedEBTP0.298（1.022）0.151（0.467）t2011-0.063（-0.684）-0.108（-0.600）0.079（0.603）-0.464（-1.283）t2012omittedomitted0.165（1.030）-0.673（-1.356）t2011EBTP-0.038（-0.620）0

34、.252（1.467）t2012EBTP-0.048（-0.621）0.392*（2.014）t2011treated-0.633（-0.910）-0.415（-0.554）t2012treated0.693（0.755）1.173（1.238）t2011treatedEBTP0.503（1.587）0.385（1.105）t2012treatedEBTP-0.094（-0.228）-0.332（-0.767）RP20.517（0.541）0.537（0.560）SIGN0.179（0.757）0.221（0.880）LCO-0.161（-0.879）-0.174（-0.946）NPL0.00

35、7（0.099）-0.002（-0.025）CHNPL-0.000（-0.181）0.000（0.016）LOAN-0.047*（-1.974）-0.049*（-2.049）LOANG0.019*（2.722）0.019*（2.667）GDPG0.074（0.826）0.053（0.569）_CONS0.432（1.655）6.722（1.554）-2.488（-0.524）7.148（1.631）样本量136116136116R20.22060.37950.24690.4134银行数46444644（2）将原来的20092013年考察期缩短为20092011年。附录表6 2010年实施延付高

36、管薪酬银行的匹配平衡检验结果（20102011）可观测变量均值标准偏误标准偏差减少幅度（%）T值检验相伴概率处理组对照组CAP配对前14.017012.938024.10.2800配对后14.017013.64808.365.80.8170LPR配对前2.41532.7674-32.90.3350配对后2.41532.5935-16.649.40.6030LEV配对前7.01136.531619.50.4840配对后7.01136.82017.860.10.8220LDR配对前63.711074.3750-15.10.6810配对后63.711063.25600.695.70.8810LOAN

37、配对前52.262051.135014.90.6250配对后52.262052.5140-3.377.60.9270NPL配对前1.17532.2375-47.80.1920配对后1.17531.2330-2.694.60.7940ROA配对前1.07670.845964.50.0540配对后1.07671.030812.880.10.6650附录表7 延付高管薪酬影响银行收益波动性的稳健性检验（20102011年）变量VNIMVEBTPZSCORE（1）（2）（3）（4）（5）（6）ttreated-0.200-0.252*-0.108-0.0950.4530.235（-1.480）（-1.

38、763）（-1.386）（-1.081）（1.293）（0.628）t-0.116-0.185-0.037-0.0000.058-0.636（-1.560）（-1.019）（-0.849）（-0.001）（0.301）（-1.330）LOANG-0.002-0.0010.008（-0.437）（-0.435）（0.637）CAP0.0460.027-0.027（1.162）（1.073）（-0.260）SIZE-0.204-0.2371.627（-0.506）（-0.938）（1.516）LPR0.064-0.013-0.136（0.665）（-0.215）（-0.534）LDR0.044*-

39、0.0140.031（2.937）（-1.433）（0.777）GDPG-0.005-0.024-0.263（-0.064）（-0.461）（-1.213）LEV-0.028-0.005-0.099（-0.455）（-0.115）（-0.611）ROE0.0270.007-0.077（1.381）（0.532）（-1.511）_CONS0.524*-0.8090.384*3.7634.529*-9.185（11.837）（-0.171）（14.904）（1.252）（42.955）（-0.730）样本量949294929494R20.18980.40370.11770.23470.06680.2530银行数484749484848注：括号中的值为双尾检验t值；*、*、*分别标准在10%、5%、1%水平上显著；附录表8 延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响的稳健性检验（20102011年