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1、企业管理 陈述 201709099601、 论文概述2008年国际金融危机后，延付银行高管薪酬是降低银行风险承担的重要举措，从理论上讲，这一政策的实施很可能降低银行的收益波动性，从而降低其通过LLP进行盈余管理的动机。2010年，中国银监会发布商业银行稳健薪酬监管指引，对银行高管薪酬机制形成了政策冲击。现有关于高管延付薪酬的实证研究主要利用欧美发达国家的数据样本，已有实证文献只能证明延付高管薪酬与银行风险承担之间的相关性，而无法形成二者的因果推断。本文利用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20092013

2、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。本文首次就中国银行业延付高管薪酬的政策效果以及动态边际效应进行了实证检验，填补了相关文献空白，为未来改进薪酬治理、提高银行经营审慎性提供了直接经验支持；而且运用“准自然实验”的PSMDID法解决了延付高管薪酬与银行风险承担可能存在的内生性问题。首先提出假设：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；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。从检验结果分析可以看出，延付银行高管薪酬确实有效

3、降低了银行的收益波动性，同时增强了银行高管通过LLP进行盈余管理的动机，而且银行高管通过LLP进行盈余管理的动机在第三年更为显著。接下来进行稳健性检验，将考察期改变为2009至2011年以及2009年至2012年，结果是一致的。由于当前中国银行高管延付薪酬的考核期为三年，基于稳健性薪酬的目的，高管在延付薪酬届满时有更强的动力和能力通过LLP进行盈余管理，即银行高管通过LLP进行盈余管理的动机在第三年更为显著，从而可能令延付高管薪酬对银行风险承担的政策效果不那么明显。因此，理论结合实际，本文提出如下建议：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

4、高管薪酬考核的绩效指标，是更好的发挥延付高管薪酬对银行风险承担的约束作用，实现银行健康可持续发展。本文从盈余管理动机这一视角研究延付高管薪酬对银行风险承担的影响，从而拓展银行风险承担的研究框架，丰富了这一领域的相关文献研究。2、简述倾向得分匹配（PSM）和双重差分（DID）方法的基本思想和计量模型PSM：PSM思想源于匹配估计量，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。PS

5、M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，从而可以解决直接匹配方法上的局限性问题。进行PSM时，从样本银行中选择“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”作为处理组，“20092013年均未实施延付高管薪酬的银行”作为对照组。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

6、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，使匹配结果更理想。DID：DID模型的核心是构造双重差分估计量(DID)，通过对单纯前后比较(干预前vs干预后)和单纯截面比较(干预组vs对照组)的结合，得到如下公式：其中，DID就是双重差分估计量，Y为研究的结局变量，右侧脚标中treatment和control分布代表干预组和对照组，t0和t1分别代表干预前和干预后。构造了差分估计量之后，就要根据不同的数据类型和不同的结局变量Y，分别选用相应的参数检验方法来进行建模。本文进行PSM处理后，得到实施延付高管薪酬的处理组银行，令虚拟变量tr

7、eated=1，获得未实施延付高管薪酬的对照组银行，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。为了验证当控制其他因素时，延付高管薪酬导致银行更低的收益波动性，提出回归模型如下：EarningsVolatilityit=0+1treatedit+2tit+3treatedittit+Xit+ct+ci+it其中，EarningsVolatilityit衡量银行i在第t期的收益波动性，回归模型中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是年度固定效应。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，代表因银行

8、因时而变且影响因变量的非观测扰动因素。进一步检验假设：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，设置基于DID法的模型如下：LLPit=0+1EBTPit+2tit+3treatedit+4titEBTPit+5treateditEBTPit+6treatedittit+7treatedittitEBTPit+Zit+t+i+it其中，LLPit衡量银行i在t期计提的贷款损失准备，即银行根据上一期的贷款情况预测未来的损失程度，并计提相应的损失准备。模型中用EBTP来测度银行的盈余状况。Z是除了盈余管理动机以外，影响LLP的资本管理动机、信号传递动机以及其他因素的

9、一组随时间变化的可观测变量，主要包括资本监管压力变量（RP1和RP2）、信号传递变量（SIGN）、贷款冲销净额（LCO）、不良贷款率（NPL）、不良贷款增速（NPLG）、贷款规模（LOAN）、贷款增速（LOANG）和经济周期（GDPG）等变量。3、抽样和数据获取为获取中国银行业延付高管薪酬的实施情况数据，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，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。相关变量如下：名称符号定义净息差波动率VNIMit等于NIMit、NIMit-1、NI

10、Mit-2的标准差收入波动率VEBTPit等于EBTPit、EBTPit-1、EBTPit-2的标准差Z分值ZSCOREit等于ln(ROAit+CAPit)/VROAit贷款增速LOANGit(EBTPit-EBTPit-1)/EBTPit-1贷款拨备率LPRit银行i在第t期的贷款损失准备余额/总贷款余额银行规模SIZEit银行i在第t期总贷款余额的自然对数杠杆率LEVit银行i在第t期净资产/总资产余额贷存比LDRit银行i在第t期贷款余额/存款余额贷款充足率CAPit银行i在第t期贷款损失准备金额/总贷款余额权益收益率ROEit银行i在第t期净利润/平均净资产是否上市LISTit虚拟变

11、量，银行上市后取1，否则取0经济周期GDPGit国有及股份制银行使用全国GDP增长率，城市及农村商业银行使用其所经营地区的GDP增长率贷款损失准备LLPit银行i在第t期贷款损失准备金额/第t-1期总贷款余额税和贷款损失准备前利润EBTPit银行i在第t期的税和贷款损失准备前利润/第t期总资产额资本管理动机RP1it资本充足率低于（或等于）8%时，RP1=1，否则为0RP2it资本充足率高于8%低于（或等于）10%，RP2=1，否则为0信号管理动机SIGNit(EBTPit+1-EBTPit)/0.5（TAit+1+TAit），TA为银行总资产贷款冲销净额LCOit银行i在第t期贷款净冲销额/

12、第t-1期总贷款余额不良贷款率NPLit银行i在第t期不良贷款余额/总贷款余额不良贷款增速NPLGit（银行i在第t期不良贷款余额银行i在第t-1期不良贷款余额）/银行i在第t-1期不良贷款余额贷款规模LOANit银行i在第t期贷款净值/总资产余额控制变量有贷款增速、贷款拨备率、银行规模、杠杆率、贷存比、资本充足率、权益收益率、是否上市、经济周期等。一些除了影响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，主要有资本监管压力变量（RP1和RP2）、信号传递变量、贷款冲销净额、不良贷款率、不良贷款增速、贷款规模、贷款增速和经济周期等。4、 数据分析方法以2010年监

13、管指引的出台作为政策的起始点，考察期为20092013年，使用依托于“准自然实验”的PSM-DID法对延付高管薪酬的政策效应进行评估。本文采用倾向评分匹配方法（PSM）来处理延付高管薪酬政策的内生性问题：从资本充足率、贷款拨备率等多个配对指标对延付高管薪酬政策的自选择效应进行控制。通过实施延付高管薪酬（处理组）与未实施延付高管薪酬（对照组）在银行收益波动性与贷款损失准备（LLP）的差异，来判断实施延付高管薪酬与银行收益波动性和贷款损失准备（LLP）之间的因果关系，并且在对比时剔除会引起银行在2010年前后发生变化的其他因素。本文采用固定效应法估计面板双重差分模型：通过一阶差分法消除变量的时间变

14、化因素；在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的时候，引入时间虚拟变量，来对假设进行动态边际效应检验。本文通过进行稳健性检验来检验结果的可靠性：对处理组和对照组考察期相应的改动，对重新处理后的处理组和对照组进行和基本回归一样的回归分析。5、 6、数据分析过程及结果分析整理（为了演示清晰，将5题和6题合并展示；stata演示过程结果因篇幅较多故在本文最后给出）倾向得分匹配PSM整理：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20092013年始终未实施延付高管薪酬的银行，共计87家，通过Probit模型来估计倾向得分，采用核匹配法确定权重，施加了

15、“共同支持”条件，检验结果如表1所示。经过PSM处理后，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，可认为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。表1 2010年实施延付高管薪酬银行的匹配平衡检验结果（20102013）variableUnmatchedMatchedmean%re

16、ductt-testtreatedcontrol%bias|bias|p|t|CAPU14.01712.95423.70.312M14.01713.8763.286.70.932LRPU2.41532.8396-37.60.278M2.41532.418-0.299.40.994LEVU7.01136.584318.00.515M7.01136.97661.591.90.968LDRU63.71176.608-16.30.658M63.71163.5370.298.70.956LOANU52.26251.1514.40.643M52.26252.759-6.455.40.858NPLU1.17

17、532.3936-49.60.177M1.17531.1766-0.199.90.996ROAU1.0767.8790852.10.126M1.07671.04488.483.90.827双重差分DID整理：在PSM处理的基础上，本文针对于假设1对式（1）进行检验，即当控制其他因素时，延付高管薪酬将导致更低的收益波动性，采用平均处理效应进行检验，检验结果如表2所示。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。可以看出，无论是否加入其他控制变量，交互项ttreated的系数均显著为负，这说明延付高管薪酬政策显著降低了银

18、行的收益波动性，从而证实了假设1。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）t*treated-0.3249*-0.2873*-0.1717*-0.1204*1.3989*1.5714*-4.1082-3.4964-3.1487-2.12702.59752.7140t-0.08550.0241-0.0707*-0.03960.54631.0664-1.59420.1734-1.9109-0.41311.46701.0824LOANG0.0033*0.00070.00201.78680.56390.1572CAP0.06

19、52*0.0371*0.11423.38722.80230.8384SIZE-0.0679-0.1003-0.3773-0.4932-1.0584-0.3875LPR0.0709*0.0631*-0.00502.27572.9405-0.0228LDR0.0057-0.00360.01731.1852-1.08700.5104GDPG0.0265-0.00810.07660.9601-0.42360.3927LEV-0.0625*-0.02870.0716-1.8063-1.20260.2919ROE0.01170.0128*0.08071.54432.44551.5036_CONS0.508

20、8*-0.18470.3743*1.14904.4636*3.394515.9165-0.104716.98620.945320.57330.2719样本量182174182174177175R20.23600.35170.180.31290.12370.1636F值10.04*5.20*7.44*4.36*4.45*1.89*银行数484748474747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于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。这与文中的假设存在一定的矛盾，而且平均处理效应不

21、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。因此，为了进一步检验延付高管薪酬对于收益波动性的影响，进行动态边际效应检验，检验结果如表3所示。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，效果在政策实施后的第2年（20

22、12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。表3延付高管薪酬影响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）t2011*treated-0.3190*-0.2790*-0.0934-0.06130.68450.9272-3.2919-2.8528-1.4221-0.92031.06201.3752t2012*treated-0.3470*-0.3141*-0.1975*-0

23、.1460*1.2815*1.5440*-3.5519-3.1374-2.9829-2.14181.97182.2348t2013*treated-0.3085*-0.2655*-0.2294*-0.1743*2.3251*2.5599*-3.1328-2.5311-3.4371-2.44143.51383.5301t2011-0.0395-0.0599-0.0201-0.03800.0678-0.1410-0.7166-0.7353-0.5374-0.68480.1843-0.2513t2012-0.0710-0.0777-0.0413-0.06080.15880.0195-1.2558-0

24、.6378-1.0778-0.73320.42080.0231t2013-0.09130.0143-0.04970.00040.18420.4175-1.57770.0979-1.26670.00420.46350.4134控制变量否是否是否是_CONS0.5088*-0.16040.3739*1.09244.4682*4.398215.8033-0.090117.13880.902020.93910.3574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

25、数484748474747本文针对于假设2进行DID检验，结果如表4所示。列（1）、（2）为平均处理效应结果列示。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（3）和列（4）则是动态边际影响效

26、应的列示，它报告了式（4）的回归结果，可以看到，三项交互项是t2011treatedEBTP、t2012treatedEBTP和t2013treatedEBTP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。结合监管指引中对延期支付的相关要求，作者认为“ZSCORE的组间均值差在2013年大幅提升”的现象可能是由于高管在延付薪酬考核期满时通过LLP进行盈余管理的行为所致。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

27、）（4）EBTP0.1391*-0.10330.1376*-0.08682.0826-0.93572.1228-0.7939t-0.1017-0.1750-0.9962-1.0521t*EBTP0.04960.1501*1.00832.1514treated*EBTP-0.1577-0.0102-0.1381-0.0042-1.2450-0.0744-1.1129-0.0309t*EBTP-0.6013*-0.3757-2.4467-1.3585t*treated*EBTP0.3761*0.2496*3.27951.9265t2011-0.1112-0.2338-0.9837-1.4498t2

28、012-0.1280-0.2200-0.9677-1.1835t2013-0.2509-0.2828-1.6018-1.1555t2011*EBTP0.03430.1318*0.65381.6997t2012*EBTP0.04400.1367*0.70941.7021t2013*EBTP0.11930.1812*1.57071.7602t2011*treated-0.5774*-0.3644-2.0794-1.1495t2012*treated-0.1649-0.0780-0.4838-0.2119t2013*treated-1.1898*-0.9797*-3.3295-2.4408t2011

29、*treated*EBTP0.3576*0.24112.83351.6510t2012*treated*EBTP0.17700.11011.15130.6622t2013*treated*EBTP0.6670*0.5570*3.91422.9300控制变量否是否是样本量183163183163R20.28890.39650.36310.4504F值6.454.234.933.61银行数48444844稳健性检验：本文以2010年监管政策的出台作为高管延付薪酬政策的起始点，考察期为20092013年。为了检验本文实证结果的可靠性，考虑处理组和对照组考察期的变化，对处理组和对照组考察期进行如下改动

30、：1）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“2009年2011年始终未实施延付高管薪酬的银行”，在2012年和2013年实施延付高管薪酬的25家银行划入对照组。2）将原来的2009年2013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”，在2013年实施延付高管薪酬的8家银行划入对照组。对重新处理后的处理组和对照组进行和基本回归一样的回归分析。对上述样本重新进行PSM-DID检验后作者发现，无论是考察期

31、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，这与作者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。作者认为，上述稳健性检验结果与作者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。最后，作者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，发现结果并没有本质改变。综合以上检验，本文有充

32、分理由认为包括政策实验起始点、样本分组等在内的研究设计是合理的，所得结论稳健可靠。处理结果如表5表11所示：表5 2010年实施延付高管薪酬银行的匹配平衡检验结果（20102012）variableUnmatchedMatchedmean%reductt-testtreatedcontrol%bias|bias|p|t|CAPU14.01712.87725.50.267M14.01714.095-1.893.10.963LRPU2.41532.8461-38.90.259M2.41532.4895-6.782.80.836LEVU7.01136.539520.10.460M7.01137.02

33、64-0.696.80.986LDRU63.71176.222-16.40.656M63.71163.1130.895.20.851LOANU52.26251.59.90.748M52.26252.561-3.960.80.918NPLU1.17532.3841-50.80.167M1.17531.2175-1.896.50.856ROAU1.0767.8629357.20.092M1.07671.0477.986.10.837表6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）t*treated-0.223*-0.270*3.

34、8821.3350.710*0.738*-2.447-2.8370.9620.3152.5882.478t-0.142*-0.031-3.751-3.5660.253-0.317-2.495-0.196-1.456-0.5081.455-0.646LOANG-0.002-0.0910.004-0.950-0.8410.523CAP0.025-1.430-0.0401.007-1.272-0.513SIZE-0.017-7.1950.783-0.090-0.8441.303LPR0.059-2.038-0.0281.158-0.877-0.179LDR0.019*0.543*-0.0062.87

35、01.831-0.273GDPG0.047-1.630-0.0611.100-0.826-0.452LEV-0.0270.7300.069-0.6450.3740.522ROE0.011-0.310-0.0151.132-0.678-0.495_CONS0.501*-1.5676.188*99.5264.529*-2.60014.398-0.6673.9470.94842.955-0.354样本量135131133129132131R20.23110.32860.03580.16010.17220.2061银行数464546454545表7延付高管薪酬影响银行收益波动性的动态边际影响效应变量V

36、NIMVEBTPZSCORE（1）（2）（3）（4）（5）（6）t2011*treated-0.211*-0.232*4.4272.7160.4280.444-2.014-2.1630.9560.5691.3821.350t2012*treated-0.235*-0.315*3.328-0.3070.997*1.087*-2.229-2.8160.715-0.0623.2073.172t2011-0.079-0.039-4.542*-3.9980.082-0.273-1.328-0.392-1.703-0.9030.461-0.896t2012-0.139*0.000-3.564-2.4390

37、.154-0.556-2.3070.001-1.319-0.3360.859-1.120LOANG-0.002-0.0920.004-0.957-0.8450.558CAP0.022-1.537-0.0170.878-1.347-0.223SIZE-0.023-7.3820.826-0.119-0.8621.401LPR0.061-1.965-0.0421.189-0.841-0.271LDR0.020*0.566*-0.0112.9351.889-0.517GDPG(omitted)-1.466-0.095-0.734-0.711LEV-0.0220.9070.032-0.5260.4580

38、.246ROE0.011-0.320-0.0131.096-0.698-0.424_CONS0.501*-1.5916.187*98.3104.529*-2.41814.317-0.6753.9250.93243.593-0.335样本量135131133129132131R20.23160.33390.03650.16480.20570.2451银行数464546454545表8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-0.001-0.5030.117-0.520-0.140-1.1860.622-1.192t0.0

39、96-0.4270.893-0.999t*EBTP0.0000.305*0.1641.851treated*EBTP0.4530.2690.2720.1791.3270.6200.6930.410t*EBTP-0.2260.089-0.3510.129t*treated*EBTP0.2980.1511.0220.467t2011-0.063-0.1080.079-0.464-0.684-0.6000.603-1.283t2012(omitted)(omitted)0.165-0.6731.030-1.356t2011*EBTP-0.0380.252-0.6201.467t2012*EBTP-0

40、.0480.392*-0.6212.014t2011*treated-0.633-0.415-0.910-0.554t2012*treated0.6931.1730.7551.238t2011*treated*EBTP0.5030.3851.5871.105t2012*treated*EBTP-0.094-0.332-0.228-0.767_CONS0.4326.722-2.4887.1481.6551.554-0.5241.631样本量136116136116R20.22060.37950.24690.4134银行数46444644表92010年实施延付高管薪酬银行的匹配平衡检验结果（201

41、02011）variableUnmatchedMatchedmean%reductt-testtreatedcontrol%bias|bias|p|t|CAPU14.01712.93824.10.280M14.01713.6488.365.80.817LRPU2.41532.7674-32.90.335M2.41532.5935-16.649.40.603LEVU7.01136.531619.50.484M7.01136.82017.860.10.822LDRU63.71174.375-15.10.681M63.71163.2560.695.70.881LOANU52.26251.13514.

42、90.625M52.26252.514-3.377.60.927NPLU1.17532.2375-47.80.192M1.17531.233-2.694.60.794ROAU1.0767.8459164.50.054M1.07671.030812.880.10.665表10延付高管薪酬影响银行收益波动性的稳健性检验变量VNIMVEBTPZSCORE（1）（2）（3）（4）（5）（6）t*treated-0.200-0.252*-0.108-0.0950.4530.235-1.480-1.763-1.386-1.0811.2930.628t-0.116-0.185-0.037-0.0000.05

43、8-0.636-1.560-1.019-0.849-0.0010.301-1.330LOANG-0.002-0.0010.008-0.437-0.4350.637CAP0.0460.027-0.0271.1621.073-0.260SIZE-0.204-0.2371.627-0.506-0.9381.516LPR0.064-0.013-0.1360.665-0.215-0.534LDR0.044*-0.0140.0312.937-1.4330.777GDPG-0.005-0.024-0.263-0.064-0.461-1.213LEV-0.028-0.005-0.099-0.455-0.115

44、-0.611ROE0.0270.007-0.0771.3810.532-1.511_CONS0.524*-0.8090.384*3.7634.583*-9.18511.837-0.17114.9041.25240.009-0.730样本量949294929494R20.18980.40370.11770.23470.06680.2530银行数484749484848表11延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响的DID检验变量LLPEBTP0.1890.7250.6180.846t0.035-0.0890.136-0.168t*EBTP-0.021-0.044-0.160-0.182treated*

45、EBTP0.5500.3050.9030.307t*EBTP0.2290.4680.3220.566t*treated*EBTP0.151-0.0040.459-0.011PR22.9751.184SIGN-0.361-0.903LCO0.0070.037NPL-0.659-0.966CHNPL0.0010.721LOAN0.0250.658LOANG-0.010-0.708GDPG-0.040-0.301_CONS0.041-0.6360.081-0.236样本量9880R20.35540.4271银行数49437、 总结和启发总结：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P

46、SM-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。这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

47、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。因此本文提出如下建议：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，是更好的发挥延付高管薪酬对银行风险承担的约束作用，实现银行健康可持续发展。本文的贡献在于：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了实证检验，填补了相关文献空白，为未来改进薪酬治理、提高银行经营审慎性提供了直接经验支持；运用“准自然实验”的PSM-DID法解决了延付高管薪酬与银行风险承担可能存在的内生性问题，进一步检验了内部债务理论；从盈余管理动机这一新的视角研究延付高管薪酬对银行风险承担的影响，从而拓展银行风险承担的研究框架，丰