论文复制作业1 9马增光1

1、马增光马增光-220170910061 论文复制论文复制 何靖.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J. 中国工业经济, 2016, 33(11): 126-143. 一、论文概述一、论文概述 本文利用 2010 年银监会发布商业银行文件薪酬监管指南这一政策冲击 和中国银行业 2009-2013 年的数据，通过“准自然实验”的 PSM-DID 模型分析 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。结果发现，延付高管薪酬在降低银行的收益波动性的 同时反而增强了其通过 LLP 进行盈余管理的动机

2、， 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。 研究首先从问题开始，指出延付高管薪酬的实证研究现状，并对相关概念如 盈余管理等做了具体界定。其次，进行理论分析与研究假设，作者认为当控制其 他因素时，延付高管薪酬将导致银行更低的收益波动性，并推断银行的收益波动 性越低，高管进行盈余平滑的动机越弱。具体假设描述为，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。 接下来进行实证验证，第一步进行 PSM，得到处理组和对照组并进行

3、匹配， 第二步进行 DID，先后进行了平均处理效应和动态边际影响效应的分析，验证了 假设。为了保证实证结果的可靠性，文章又进行了稳健性检验，将考察期进行缩 短处理，得到了类似的结论。在最后的结论部分，作者对与假设不符结论出现的 原因进行了总结， 认为延付高管薪酬在降低银行的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的原因在于， 当前中国银行业高管延付薪酬的考 核期现仅为 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）有更强烈的动力和能力进行盈余管理。文章在最后给出了一些措施， 为实现银行业的稳健经营和持续发展提供相关政策建议。 二、二、倾向得

4、分匹配（倾向得分匹配（PSM）和双重差分（）和双重差分（DID）方法的）方法的 基本思想和计量模型基本思想和计量模型 答：基本思想：PSM 的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。倾向得分匹配的理论框架是“反事实推断模 型” 。 “反事实推断模型” 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。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：即： ，1 表示接受干预，0 表示未接受干预。匹配的目的在于 确保干预效应估计是建立在可比个体之间的不同结果的基础上。在本研究中，是 将未

5、实施延付高管薪酬的对照组中找到某个银行 a，使其与实施了延付高管薪酬 的处理组中的银行 b 的可观测变量尽可能相似。PSM 法根据多维匹配指标进行 倾向得分 P（介于 0-1 之间）的计算并根据处理组和对照组之间 P 值的相近度对 马增光马增光-220170910061 二者进行核匹配， 并进行匹配平衡性检验。 本研究中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，从 而可以相互比较。 DID 模型通过将“前后差异”和“有无差异”有效结合，一定程度上控制了 某些除干预因素以外其他因素的影响； 同时在模型中加入其他可能影响结局变量 的协

6、变量，又进一步控制了干预组和对照组中存在的某些“疑似”影响因素，来 补充“自然试验”在样本分配上不能完全随机这一缺陷，因而得到对干预效果的 真实评估。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= 1，其他年份 t=0。本文将基于 DID 法的回归模型设定如 下：。 两者在本研究中的目的是为了避免延付高管薪酬政策作为解释变量所存在 的内生性问题，或者确切的说是控制了因变量和解释变量之间的相互影响效应， 同时剔除了其他因素的干扰而有效识别了延付高管薪酬对

7、银行风险承担的净影 响效应。 三、抽样和数据获取三、抽样和数据获取 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，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。 本文以 2010 年监管指引的出台作为政策的起始点，考察期为 2009- - 2013 年，此时，2010 年延付高管薪酬的实施对银行收益波动性及盈余管理动机的影 响可以追溯至延付薪酬后第 3 年，这更有利于判断延付薪酬政策的时间延续性。 变量主要来源于所获银行数据，主要变量为净息差波动率、

8、收入波动率、以及财 务稳健性等。 四、数据分析方法和过程四、数据分析方法和过程 研究主要在 PSM 过程中进行了核匹配和稳健性检验，在 DID 中经过平均处 理效应，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，后又进行了动态边际影响效应分析。 （一）（一）PSM 处理处理 1、首先对数据进行随即的排序：、首先对数据进行随即的排序： set seed 10101 gen ranorder=runiform() sort ranorder 2、接下来对数据进行核匹配接下来对数据进行核匹配。其中的协变量集 x 包括贷款增速（LOANG）、 贷款拨备率（LPR）、银行

9、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）等变量，均为 2009 年的指标，输出变量 loan(贷款规模)10、npl（不良贷款率）10、roa（资产收益 率）10 则是 2010 年的相应指标。 psmatch2 treat cap lpr lev ldr loan npl roa,outcome(roa10) kernelate ties 马增光马增光-220170910061 common pstestcap lprlev ldr loan npl roa,both graph psgraph 分析结果中显示了

10、 Logit（评定模型）回归结果，在结果中可以看到在未匹 配前，ATT（参加者平均干预效果）的估计值为 0.118，对应的 t 值为 1.01，小于 1.96 的临界值，不显著。ATU（0.179）与 ATE（0.160）的估计值相近。对数据 进行分析之后可以得到，在总共 80 个样本中，控制组中有 32 个样本不在共同取 值范围中（off support），有 33 个样本在共同取值范围中（on support），而在 处理组中，所有的样本全部都在共同取值范围中。 3、检验匹配结果是否较好检验匹配结果是否较好地地平衡了数据平衡了数据 pstestcap lprlev ldr loan npl

11、 roa,both graph psgraph 马增光马增光-220170910061 2010 年实施延付高管薪酬银行的匹配平衡检验结果年实施延付高管薪酬银行的匹配平衡检验结果 可观测变量 均值 处理组对照组 标准偏差 标准偏差 减幅（%） T 值检验 相伴概率 CAP LPR LEV LDR LOAN NPL ROA 配对前 配对后 配对前 配对后 配对前 配对后 配对前 配对后 配对前 配对后 配对前 配对后 配对前 配对后 14.017012.9540 14.017013.8760 2.41532.8400 2.41532.4180 7.01136.5840 7.01136.9770

12、63.711076.6080 63.711063.5370 52.262051.1500 52.262052.7590 1.17532.3940 1.17531.1770 1.07670.8790 1.07671.0490 23.7 3.2 -37.6 -0.2 18 1.5 -16.3 0.2 14.4 -6.4 -49.6 -0.1 52.1 8.4 86.7 99.4 91.9 98.7 55.4 99.9 83.9 0.3120 0.9320 0.2780 0.9940 0.5150 0.9680 0.6580 0.9560 0.6430 0.8580 0.1770 0.9960 0.

13、1260 0.8270 上面展示的结果中都显示了匹配前后协变量的偏差绝对值的变化情况， 在匹 配后， 所有变量的偏差绝对值都小于 10%。 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可认为本文选取 的可观测变量合适且匹配方法得 马增光马增光-220170910061 当，核匹配估计可靠。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，从而可以相互比较。 接下来进一步通过条形图来直观的展示倾向得分的共同取值范围： 从上图中可以观察到，所有的处理组均在共同取值范围中，对于控制组，一 部分样本不在共同取值范围中

14、，说明在匹配中会有少量样本损失。 另外，所有以上的输出结果只是表示了输出变量为 roa10 时的结果，当输出 变量为 npl10、loan10 时，结果具有类似效果。 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 24 所示不难看到，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 2010- 2013 年样本银行的收益波动性稳步下降。 VNIM 的均值变动趋势VEBTP 的均值变动趋势 马增光马增光-220170910061 ZSCORE 的均值变动趋势盈余波动性

15、变量组间均值差变动趋势 进一步对处理组和对照组的 VNIM、 VEBTP 和 ZSCORE 进行组间作差(处理 组均值一对照组均值)，观察其差值变化趋势，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，VEBTP 和 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， 而对银行 VEBTP 和 ZSCORE 的影响可能 具有滞后性。此外，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

16、间均值差在 2013 年与 2010 年的差距。 具 体原因会在接下来进一步分析。 （二）（二）DID 检验检验 1、延付高管薪酬对银行收益波动性延付高管薪酬对银行收益波动性（VEBDP、 、ZSCORE、VNIM）的影响的影响。 （1）平均处理效应分析：平均处理效应分析： 回归模型设定如下： Earning Volatilityit=0+1treaedit+2tit+3treatedittit+Xit+ct+ci+it 其中，Earning Volatilityit衡量银行 i 在第 t 期的收益波动性，包含以下三个 维度：VEBDP、ZSCORE、VNIM，延付高管薪酬对收益波动性的净影响

17、效应为 3，为延付高管薪酬的政策效应，是本文关的系数。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 时的系数则应为 正 )。 gen gd= t* treated xtset i year * VNIM gen vnimw= vnim* _weight xtreg vnimw gd t dumy2 dumy3 dumy4,fe（无控制变量） est store vnim_fe xtreg vnimw gd t treated loang cap size lpr ldr gdpg lev roe dumy2 dumy3 dumy4,fe est sto

18、re vnim_fecon（加入控制变量） 结果进行对比 est table vnim_*,b(%7.4f)star(0.1 0.05 0.01) est table vnim_*,b(%7.4f) t(%7.4f) 马增光马增光-220170910061 马增光马增光-220170910061 * VEBTP gen vebtpw= vebtp * _weight xtreg vebtpw gd t dumy2 dumy3 dumy4,fe（无控制变量） est store vebtp_fe xtreg vebtpw gd t treated loang cap size lprldr gd

19、pg lev roe dumy2 dumy3 dumy4,fe est store vebtp_fecon （有控制变量） 结果进行对比 est table vebtp_*,b(%7.4f)star(0.1 0.05 0.01) est table vebtp_*,b(%7.4f) t(%7.4f) 马增光马增光-220170910061 马增光马增光-220170910061 * ZSCORE gen zscorew= zscore * _weight xtreg zscorew gd t dumy2 dumy3 dumy4,fe（无控制变量） est store zscore_fe xtr

20、eg zscorew gd t treated loang cap size lprldr gdpg lev roe dumy2 dumy3 dumy4,fe（有控制变量） est store zscore_fecon 结果进行对比 est table zscore_*,b(%7.4f)star(0.1 0.05 0.01) est table zscore_*,b(%7.4f) t(%7.4f) 马增光马增光-220170910061 马增光马增光-220170910061 延付高管薪酬影响银行收益波动性的平均处理效应延付高管薪酬影响银行收益波动性的平均处理效应 变量 VNIMVEBTPZS

21、CORE （1）（2）（3）（4）（5）（6） ttreatd -0.3249*-0.2873*-0.1717*-0.1204*1.3989*1.5714* （-4.1082） （-3.4964） （-3.1487*）（-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） LOANG 0.0033*0.00070.0020 （1.7868）（0.5639）（0.1572） CAP 0.0652*0.0371*0

22、.1142 （3.3872）（2.8023）（0.8384） SIZE -0.0679-0.1003-0.3773 （-0.4932）（-1.0584）（-0.3875） LPR 0.0709*0.0631-0.0050 （2.2757）（2.9405*）（-0.0228） LDR 0.0057-0.00360.0173 （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） ROE 0.011

23、70.0128*0.0807 （1.5443）（2.4455）（1.5036） _CONS 0.5088-0.18470.37431.14904.46363.3945 （15.9165） （-0.1047） （16.9862）（0.9453） （20.5733）（0.2719） 样本量182174182174177175 R20.23600.35170.18630.31290.12370.1636 F 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；t

24、reated 和 LIST 变量由于具有时间不变性，回归时被自动删除。 以上表示了面板 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。 但是ZSCORE加入控制变量后的F值与原文的值相差较大，但也显著。 （2）动态边际影响）动态边际影响效应分析：效应分析： 回归模型设定如下，引入时间虚拟变量： Earni

25、ng Volatility=0+1treaedit+2t2011it+3t2011it+4t2011it +5treateditt2011it+6treateditt2011it+7treateditt2011it+Xit+ct+ci+it 马增光马增光-220170910061 上式中，5、6、7反映了 2011 年、2012 年、2013 年延付高管薪酬对银行收益波动性 的影响。具体数据处理过程如下： gen gd2= dumy2* treated gen gd3= dumy3* treated gen gd4= dumy4* treated xtset i year * VNIM xtr

26、eg vnimw gd2 gd3 gd4 dumy2 dumy3 dumy4 treated ,fe est store vnim_fe xtreg vnimw gd2 gd3 gd4 dumy2 dumy3 dumy4 treated loang cap size lprldr gdpg lev roe gdpg,fe est store vnim_fecon est table vnim_*,b(%7.4f)star(0.1 0.05 0.01) est table vnim_*,b(%7.4f) t(%7.4f) 马增光马增光-220170910061 马增光马增光-2201709100

27、61 VEBTP、ZSCORE 的动态边际影响的检验与 VNIM 的检验方法类似，不在 一一展示，下面对它们的影响效应总结如下： 延付高管薪酬对银行收益波动性的动态边际影响效应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 VNIMVEBDPZSCORE CECECE t2011 treated -0.3190*-0.2790*-0.0934-0.06130.68450.9272 (-3.2919)(-2.8528)(-1.4221)(-0.9203)( 1.0620)(1.3752) t2012 treated -0.3470*-0.3141*-0.1975*-0.1460*1.281

28、5*1.5440* (-3.5519)(-3.1374)(-2.9829)(-2.1418)( 1.9718)(2.2348) t2013 treated -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 -0.0395-0.0599-0.0201-0.03800.0678-0.1410 (-0.7166)(-0.7353)(-0.5374)(-0.6848 )( 0.1843)(-0.2513) t2012 -0.0710-0

29、.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) -CONS 0.5088*-0.16040.3739*1.09244.4682*4.3982 (15.8033)(-0.0901)(17.1388)(0.9020)(20.9391)(0.3574) 样本量18217418217417

30、7175 R20.23700.35310.21460.33070.16580.2023 F 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 ；*、*、*分别表示在 10、5、1水平上显著。 上表说明 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。延付高管薪酬的实施首 先影响到银行的净息差波动率(VN IM )， 而对包含了其他收入要素经营性收益的 波动性VEBDP以及 ZSCORE 的影响则表现出一定的滞后性。 2、延付高管薪

31、酬对银行高管的盈余管理动机（、延付高管薪酬对银行高管的盈余管理动机（EBTP）的影响）的影响 （1）平均处理效应平均处理效应 为进一步检验假设为进一步检验假设 2，构建基于，构建基于 DID 法的回归模型：法的回归模型： LLPit=0+1EBTPit+2tit+3treatedit+4titEBTPit+5treateditEBTPit +6treatedittit+7treatedittitEBTPit+Zit+vt+vi+it 式中7反映了延付高管薪酬对银行通过 LLP 进行盈余管理的动机的影响， 若该结果显著，则7应该显著为负。以下是具体的数据分析过程。 gen llpw= llp*

32、_weight gen t_ebtp=t*ebtp gen tre_ebtp=treated*ebtp gen gd_ebtp=t*treated*ebtp 马增光马增光-220170910061 xtreg llpw ebtp t treated t_ebtp tre_ebtp gd gd_ebtp dumy2 dumy3 dumy4,fe est store llp_fe xtreg llpw ebtp t treated t_ebtp tre_ebtp gd gd_ebtp rp1 rp2 sign lco npl chnpl loan loang gdpg dumy2 dumy3 du

33、my4,fe est store llp_fecon 马增光马增光-220170910061 （2）动态边际影响效应处理动态边际影响效应处理 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， 加入时间 虚拟变量，构建模型如下： LLP=0+1EBTPit+2t2011it+3t2012it+4t2013it+5t2011itxEBTPit+6t2012itx EBTPit+7t2013itxEBTPit+8treaedit+9treaeditxEBTPit+10t2011itxtreaedit +11t2012itxtreaedit+12t2013itxtreaedit+13t201

34、1itxtreaeditxEBTPit+ 14t2012itxtreaeditxEBTPit+15t2013itxtreaeditxEBTPit+Zit+vi+it 具体检验如下： gen dumy2_ebtp=dumy2*ebtp gen dumy3_ebtp=dumy3*ebtp gen dumy4_ebtp=dumy4*ebtp gen gd2_ebtp=gd2*ebtp gen gd3_ebtp=gd3*ebtp gen gd4_ebtp=gd4*ebtp xtreg llpw ebtp dumy2 dumy3 dumy4 dumy2_ebtp dumy3_ebtp dumy4_ebt

35、p treated tre_ebtp gd2 gd3 gd4gd2_ebtp gd3_ebtp gd4_ebtp,fe est store llp_fedt xtreg llpw ebtp dumy2 dumy3 dumy4 dumy2_ebtp dumy3_ebtp dumy4_ebtp treated tre_ebtp gd2 gd3 gd4gd2_ebtp gd3_ebtp gd4_ebtp rp1 rp2 sign lco npl chnpl loan loang gdpg,fe est store llp_fedtcon est table llp_*,b(%7.4f)star(0.

36、1 0.05 0.01) est table llp_*,b(%7.4f) t(%7.4f) 马增光马增光-220170910061 马增光马增光-220170910061 延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响的延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响的 DID 检验检验 变量 LLP 平均处理效应动态边际影响效应 （1）（2）（3）（4） EBTP-0.001*-0.10330.1376*-0.0868 (-0.140)(-0.94)2.1228(-0.7939) t0.096-0.1750 (0.893)(1.05) t x EBTP0.0000.1501* (0.164)(2.15) treat

37、ed xEBTP0.453-0.0102-0.1381-0.0042 (1.327)(-0.01)(-1.1129)(-0.0309) t xtreated-0.226*-0.3757 (-0.351)(-1.36) t xtreated xEBTP0.298*0.2496* (1.022)(1.93) 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) t2011xEBTP 0.03430.1318*

38、(0.6538)(1.6997) t2012xEBTP 0.04400.1367* (0.7094)(1.7021) t2013xEBTP 0.11930.1812* (1.5707)(1.7602) t2011x treated -0.5774*-0.3644 (-2.0794)(-1.1495) t2012x treated -0.1649-0.0780 (-0.4838)(-0.2119) t2013x treated -1.1898*-0.9797* (-3.3295)(-2.4408) t2011x treated xEBTP 0.3576*0.2408 (2.8335)(1.651

39、0) t2012x treated xEBTP 0.17700.1101 (1.1513)(0.6622) t2013x treated xEBTP 0.6670*0.5570* (3.9142)(2.9300) 控制变量否是否是 样本量183163183163 R20.28890.39650.36310.4504 F 值6.45*4.23*4.93*3.61* 马增光马增光-220170910061 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。 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

40、 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。列(2)为 加入了其他控制变量的回归结果，可以看到，交互项 t x treated x EBTP 的系数依 然显著为正。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。 从上表中列(3 )和列(4)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，t2013 x treated x EBTP 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。 这种现象可 能是由于高管在延付薪酬考核期

41、满时通过 LLP 进行盈余管理的行为所致。 五、五、稳健性检验稳健性检验 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： 将原来的 2009- - 2013 年考察期缩短为 2009- - 2012 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- - 2012 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 家银行划人对照组，对上 述样本重新进行 PSMDID 检验。 （一）匹配平衡性检验（一）匹配平衡性检验（2010-2012） set seed 10101 gen ranorder=runiform

42、() sort ranorder psmatch2 treat cap lpr lev ldr loan npl roa,outcome(loan10) kernelate ties common pstestcap lprlev ldr loan npl roa,both graph psgraph 马增光马增光-220170910061 2010 年实施延付高管薪酬银行的匹配平衡检验结果（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 处理组对照组 标准偏差 标准偏差 减幅（%） T 值检验 相伴概率 CAP LPR LEV LDR LOAN NPL RO

43、A 配对前 配对后 配对前 配对后 配对前 配对后 配对前 配对后 配对前 配对后 配对前 配对后 配对前 配对后 14.017012.8770 14.017013.8760 2.41532.8461 2.41532.4895 7.01136.5395 7.01137.0264 63.711076.2220 63.711063.1130 52.262051.5000 52.262052.5610 1.17532.3841 1.17531.2175 1.07670.8629 1.07671.0470 25.5 -1.8 -38.9 -6.7 20.1 -0.6 -16.4 0.8 9.9 -3.

44、9 -50.8 -1.8 57.2 7.9 93.1 82.8 96.8 95.2 60.8 96.5 86.1 0.2670 0.9630 0.2590 0.8360 0.4600 0.9860 0.6560 0.8510 0.7480 0.9180 0.1670 0.8560 0.0920 0.8370 马增光马增光-220170910061 以上分析结果只是针对 LOAN10 而言，当然对于 NPL10 和 POA10 具有类 似的结果，不再一一展示。 （二）延付高管薪酬影响银行收益波动性（二）延付高管薪酬影响银行收益波动性（2010-2012） 1、平均处理效应平均处理效应 gen g

45、d= t* treated xtset i year * VNIM结果发现，交互项的系数显著为负，符合预期 gen vnimw= vnim* _weight xtreg vnimw gd t dumy2 dumy3,fe est store vnim_fe xtreg vnimw gd t treated loang cap size lprldr gdpg lev roe dumy2 dumy3,fe est store vnim_fecon est table vnim_*,b(%7.3f)star(0.1 0.05 0.01) est table vnim_*,b(%7.3f) t(%7

46、.3f) （注：VEBTP、ZSCORE 类似操作，略去。） 马增光马增光-220170910061 马增光马增光-220170910061 2、动态边际影响效应动态边际影响效应 gen gd2= dumy2* treated gen gd3= dumy3* treated * VNIM xtreg vnimw gd2 gd3 dumy2 dumy3 treated ,fe est store vnim_fe xtreg vnimw gd2 gd3 dumy2 dumy3 treated loang cap size lpr ldr gdpg lev roe gdpg,fe est store

47、 vnim_fecon est table vnim_*,b(%7.3f)star(0.1 0.05 0.01) est table vnim_*,b(%7.3f) t(%7.3f) （注：VEBTP、ZSCORE 具有类似操作，略去。） 马增光马增光-220170910061 马增光马增光-220170910061 （三）延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响（三）延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响（2010-2012） 1、检验平均处理效应检验平均处理效应 gen llpw= llp* _weight gen t_ebtp=t*ebtp gen tre_ebtp=treated*ebtp ge

48、n gd_ebtp=t*treated*ebtp xtreg llpw ebtp t treated t_ebtp tre_ebtp gd gd_ebtp dumy2 dumy3,fe est store llp_fe xtreg llpw ebtp t treated t_ebtp tre_ebtp gd gd_ebtp rp1 rp2 sign lco npl chnpl loan loang gdpg dumy2 dumy3,fe est store llp_fecon 马增光马增光-220170910061 2、考虑动态性考虑动态性 gen dumy2_ebtp=dumy2*ebtp

49、gen dumy3_ebtp=dumy3*ebtp gen gd2_ebtp=gd2*ebtp gen gd3_ebtp=gd3*ebtp xtreg llpw ebtp dumy2 dumy3 dumy2_ebtp dumy3_ebtp treated tre_ebtp gd2 gd3 gd2_ebtp gd3_ebtp ,fe est store llp_fedt xtreg llpw ebtp dumy2 dumy3 dumy2_ebtp dumy3_ebtp treated tre_ebtp gd2 gd3 gd2_ebtp gd3_ebtp rp1 rp2 sign lco npl

50、chnpl loan loang gdpg,fe est store llp_fedtcon est table llp_*,b(%7.3f)star(0.1 0.05 0.01) est table llp_*,b(%7.3f) t(%7.3f) 马增光马增光-220170910061 马增光马增光-220170910061 延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响的稳健性检验延付高管薪酬对银行盈余管理动机影响的稳健性检验（2010-2012） 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)(-1.1

51、86)0.622(-1.192) t0.096-0.427 (0.893)(-0.999) t x EBTP0.0000.305* (0.164)(1.851) treated xEBTP0.4530.2690.2720.179 (1.327)(0.620)(0.693)(0.410) t xtreated-0.226*0.089 (-0.351)(0.129) t xtreated xEBTP0.298*0.151 (1.022)(0.467) t2011 -0.063-0.1080.079-0.464 (-0.684)(-0.600)(0.603)(-1.283 ) t2012 omittedomitted0.165-0.673 (1.030)(-1.356 ) t2011xEBTP -0.0380.252 (-0.620(1.467) t2012xEBTP 0.0480.392* (-0.621)(2.014) t2011x treated -0.633-