论文复制作业1 9吴霞0

1、论文概述2008年国际金融危机以后，高管薪酬激励不当成为了引发商业银行过度风险的重要原因。为了发挥薪酬机制对风险防控的约束作用，2010年我国银监会发布了商业银行稳健薪酬监管指引，做出了对银行高管薪酬必须延期支付和追索、扣回的规定。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，进而降低其通过LLP进行盈余管理的动机。高管延付薪酬对银行风险承担的影响机制可以从股东债权人利益冲突的视角进行分析。股东债权人之间的利益冲突源于双方不同的支付结构。债权人希望企业的违约风险更低，而股东则谋求其价值最大化，甚至以债权人的利益为代价，由于高杠杆率和政府存款保险的存在，这种冲突在银行业尤为严重。有研究表

2、明，延期支付薪酬能有效减轻股东债权人的利益冲突。高管延付薪酬能够抑制股东的道德风险行为，从而保护债权人的利益，减轻高管以债权人利益为代价的风险承担。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。在以会计盈余为基础的薪酬激励机制下，收益波动性越大的银行高管将有更强的的动机来平滑收益。根据已有发现，银行存在明显的利用LLP进行盈余管理的动机。综合前面的理论分析，本文提出了如下假设。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。为了研究延付高管薪酬的这

3、项政策对收益波动性和盈余管理动机的影响，并且解决内生性的问题，本文选用了倾向评分方法和双重差分模型，把2009年未实施，2010年开始实施该政策的15家银行作为处理组，把2009年-2013年没有实施这项政策的87家银行称之为对照组，然后将这两组进行对比。除此之外，还要将颁布这项政策之前所有银行和颁布这项政策年之后的所有银行进行对比。经过一系列的数据分析得出了如下结论：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，而且银行通过LLP进行盈余管理的动机在延付薪酬的第3年尤为显著。出现这种情况的原因主要在于当前我国银行业的高管延付薪酬的考核期限是3年，所以在这三年

4、里高管有更强的动力和能力进行盈余管理，所以削弱了延期支付高管薪酬对银行风险承担的约束作用。为了加强该项政策对银行风险承担的约束作用，本文提出了一些措施。第一，加强银行实施延付高管薪酬的监管力度；第二，优化高管薪酬的延期支付时间。银行应根据不同业务活动的业绩实现的风险变化情况合理的确定高管薪酬的支付时间；第三，引入激励性的养老金制度，进一步的发挥内部债务对银行高管的激励和约束作用；第四，改革高管薪酬考核的绩效指标。二、简述倾向匹配得分（PSM）和双重差分（DID）方法的基本思想和计量模型倾向得分匹配法，简称PSM，它在研究某项治疗、政策、或者其他事件的影响因素上很常见。对于管理学、金融学领域来说

5、，比如需要研究某个劳动者接受某种高等教育对其收入的影响，或者比如研究某个企业运用了某项管理层激励措施以后对企业业绩的影响。如果我们简单地将是否执行了某项时间作为虚拟变量，而对总体进行回归的话，参数估计就会产生偏误，因为在这样的情况下，我们只观察到了某一个对象他因为发生了某一事件后产生的表现，并且拿这种表现去和另一些没有发生这件事情的其他对象去做比较。这样的比较显然是不科学的，因为比较的基础并不同。近年来双重差分模型多用于计量经济学中对于公共政策或项目实施效果的定量评估。DID模型正是基于自然试验得到的数据，通过建模来有效控制研究对象间的事前差异，将政策影响的真正结果有效分离出来。通常把我们的研

6、究对象分为政策实施组和非实施组，这样不同的组间样本在政策实施前可能存在事前差异，如果在研究过程中仅仅通过单一对象前后对比或者不同组间的对比，则难免会产生估计误差。但是双重差分法就是针对准自然实验的方法，对于研究对象进行纵向和横向的对比，可以有效减少误差。在本文中作者正是将处理组和对照组银行进行对比，然后又将2010年之前的所有银行和2010年之后的所有银行进行对比，综合考虑了这两个方面。DID的基本模型如下：dID=YtreatmentYcontrol=（Ytreatment，t1 Ytreatment，t0）（Ycontrol，t1Ycontrol，t0）三、抽样和数据获取我国银监会于201

7、0年发布了商业银行稳健薪酬监管指引，做出了对银行高管薪酬必须延期支付和追索、扣回的规定。根据银监会网站获得的相关银行名录，截止2013年，共有70家银行实施了延付高管薪酬政策，但是这70家银行包括那些在这项政策发布之前主动选择实施延付高管薪酬政策的银行，所以为了解决内生性的问题，本文采用了倾向评分匹配方法，从资本充足率、贷款拨备率、杠杆率、不良贷款率、贷存比、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进行匹配：处理组是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15家银行，对照组是与处理组在这7个因素上匹配而且在2009-2013年没有实施延付高管薪酬的87家银

8、行。为了检验假设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。需要收集三个变量VEBTP(净息差波动率)、EBTP（税和贷款损失准备前利润）、ZSCORE的数据来衡量银行i在第t期的收益波动性，还需要收集贷款增速（LOANG）、贷款拨备率（LPR）、银行规模（SIZE）、杠杆率（LEV）、贷款存比（LDR）、资本充足率（CAP）、权益收益率（ROE）、是否上市（LIST）、经济周期（GDPG）等随时间变化的可观测的影响银行收益波动性的控制变量。为了检验假设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。需要收集LLPit来衡量银行i在t时计提的贷款

9、损失准备、EBTPit来衡量银行的盈余状况，资本监管压力变量（RP1和RP2）、信息传递变量（SIGH）、贷款冲销净额（LCO）、不良贷款增速（NPLG）、贷款规模（LOAN）、贷款增速（LOANG）和经济周期（GDPG）等影响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。四、数据分析方法双重差分倾向得分匹配法分为两步：第一步是倾向得分匹配，首先进行匹配平衡性检验，相比匹配前，匹配后得出的的各匹配变量标准误差的绝对值均小于20，且t检验的相伴概率值均大于0.05，则认为选取的可观测变量合适且匹配方法得当，处理组和对照组在2009年具有基本一致的特性，它们在2010

10、年实施延付高管薪酬政策的概率接近，从而可以相互比较。然后通过Probit模型来估计倾向得分，采用核匹配法确定权重。第二步是双重差分法，对经过PSM处理后的获得的处理组银行，令虚拟变量treated=1，对经过PSM处理后的获得的对照组银行，令虚拟变量treated=0，令延付高管薪酬后的年份t=1，其他年份t=0，假设1的回归模型设定如下：EarningVolatilityit=d0+d1treatedit+d2tit+d3treatedittit+Xit+ct+ci+eit， （1）其中EarningVolatilityit衡量银行i在第t期的收益波动性，包含以下三个变量VEBTP(净息差波

11、动率)、EBTP（税和贷款损失准备前利润）、ZSCORE。延付高管薪酬对收益波动性的净影响效应是d3，即DID的估计量，如果延付高管薪酬降低了银行的收益波动性，则d3的系数应该显著为负。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，包括贷款增速（LOANG）、贷款拨备率（LPR）、银行规模（SIZE）、杠杆率（LEV）、贷款存比（LDR）、资本充足率（CAP）、权益收益率（ROE）、是否上市（LIST）、经济周期（GDPG）等变量。ct是年度固定效应，ci是非观测效应。通过组内差分可以消除非观测效应ci而得到一致估计。因此，本文采用面板双重差分模型来估计式（1）。假设2是研究当控制

12、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。假设2的回归模型设定如下：LLPit=g0+g1EBTPit+g2tit+g3treatedit+g4titEBTPit+g5treateditEBTPit+g6treatedittit+g7treatedittitEBTPit+lZit+ut+ui+xit (2)LLPit衡量银行i在t时计提的贷款损失准备，等于银行i在t期计提的贷款损失准备除以第t-1期的贷款余额准备。EBTPit衡量银行的盈余状况，若银行存在通过LLP进行盈余管理的行为，则系数g1期望为正。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

13、以及其他因素的一组随时间变化的可观测变量，包括资本监管压力变量（RP1和RP2）、信息传递变量（SIGH）、贷款冲销净额（LCO）、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。延付高管薪酬政策对银行盈余管理动机的净影响效应为g7，如果延付高管薪酬降低了银行通过LLP进行盈余管理的动机，则g7应该显著为负。通过组内差分可以消掉非观测效应ui以得到一致估计。五、数据分析过程1、倾向得分匹配处理首先，进行匹配平衡性检验。2010年实施延付高管薪酬银行的匹配平衡检验结果（2010-2013）由上表可以看出，相比匹配前，匹配后的处理组和对照组在CA

14、P、LPR、LEV、LDR、LOAN、NPL、ROA的标准偏差的绝对值分别是3.2、0.2、1.5、0.2、6.4、0.1、8.4，均显著小于10。而且t检验的结果均大于0.05，故不拒绝处理组和控制组无系统差异的原假设（0.932、0.994、0.968、0.956、0.858、0.996、0.827）。所以，处理组和对照组在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。然后，通过Probit模型来估计倾向得分，采用核匹配法确定权重。上表显示了Probit回归的结果，上表中部显示，ATT估计值为3.167，对应的t值为1.16，小于临界值，故

15、不显著。ATE与ATU的估计值与ATT类似，但不汇报标准误。上表下部汇报观测值是否在共同取值范围中。在总共的80个观测值中，对照组共有32个不在共同取值范围内，处理组都在共同取值范围中，其余48个观测值均在共同取值范围内。上表中部的Note显示，所汇报的标准误并未考虑倾向得分为估计所得的事实（即假设倾向得分为真实值，然后推导标准误）；此标准误的另一假设为同方差，也可能成立。为此可以考虑使用自助法来得到标准误。上表显示，ATT的自助标准误为2.58.上表还汇报了前面不曾给出的ATU与ATE标准误。根据这些自助标准误可知，ATE与ATU也不显著。下面，各变量标准化偏差的匹配前后变化从上图可以直观的

16、看出，大多数变量的标准化偏差在匹配后缩小了。接着，画条形图来显示倾向得分的共同取值范围从上图可以看出，大多数观测值均在共同取值范围内，故在进行倾向得分匹配时只会损失少量样本。输出loan10:输出np110:Roa10然后绘制经PSM处理后的处理组和对照组的VNIM、VEBTP、ZSCORE均值变动趋势2、双重差分检验（1）检验2010-2013年的平均处理效应假设1的检验（面板DID检验）：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。首先对三个因变量VNIM、VEBTP、ZSCORE在没加控制变量的时候进行固定效应回归：加入控制变量的固定效应回归的结果：从上面各表可以看出，不管

17、加没加控制变量，所有固定效应回归结果F检验的P值均为0.0000，拒绝了个体间无差异的假设。然后对三个因变量VNIM、VEBTP、ZSCORE的系数是否显著进行分析：从DID检验的三个图中，第一列是没有加入其他控制变量的估计结果，第二列是加入了其他控制变量的估计结果，无论是否加入其他控制变量，交互项gd的系数均显著为负（因变量为ZSCORE），这说明延付高管薪酬政策显著降低了银行的收益波动性，从而假设一成立。将固定效应回归和DID检验的结果汇总成以下表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-0.324

18、9*-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*-0.03960.54631.0663(-1.5942)(0.1734)(-1.9109)(-0.4131)(1.4670)(1.0823)LOANG0.0033*0.00070.0020(1.7868)(0.5640)(0.1572)CAP0.0652*0.0371*0.1142(3.3872)(2.8023)(0.8383)SIZE-0.0679-0.1003-0.

19、3771(-0.4931)(-1.0584)(-0.3873)LPR0.0709*0.0631*-0.0050(2.2757)(2.9405)(-0.0228)LDR0.0057-0.00360.0173(1.1852)(-1.0871)(0.5104)GDPG0.0265-0.00810.0766(0.9601)(-0.4236)(0.3927)LEV-0.0625*-0.02870.0716(-1.8062)(-1.2027)(0.2919)ROE0.01170.0128*0.0807(1.5442)(2.4455)(1.5035)_CONS0.5088*-0.18490.3743*1.1

20、4924.4636*3.3923(15.9165)(-0.1048)(16.9861)(0.9454)(20.5733)(0.2717)样本量182174182174177175R20.23600.35170.18630.31290.12370.1636F值10.0431*5.2016*7.4423*4.3635*4.4534*3.5833*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。假设2的检验：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

21、的动机。回归结果如下：其中图1是没有加入其他控制变量的估计结果，图2是加入了其他控制变量的估计结果。不管加没加控制量，我们可以看出EBTP的系数显著为正，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。因此，从与数据分析的得出了与假设2相反的结论，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。(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，在式(1)中引入时间虚拟变量：EarningVolatilityit=a0+a1treatedit+a

22、2t2011it+a3t2012it+a4t2013it +a5treateditt2011ita6treateditt2012it+a7treateditt2013it+bXi+ci+eit (3)其中，t2011、t2012和t2013分别为对应于2011年、2012年、2013年的时间虚拟变量。在考察延付高管薪酬对银行收益波动性的动态边际影响效应时，关心交互项treatedt2011、treatedt2012和treatedt2013的系数a5、a6和a7。首先对三个因变量VNIM、VEBTP、ZSCORE在没加控制变量的时候进行固定效应回归：对三个因变量VNIM、VEBTP、ZSCOR

23、E在加了控制变量的时候进行固定效应回归：然后对三个因变量VNIM、VEBTP、ZSCORE的系数是否显著进行分析：将上面的数据分析结果整理成文章中表5表5 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VNIMVEBTPZSCORE（1）（2）（1）（2）（1）（2）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*1.2815*1.544

24、0*（-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）t2012-0.0710-0.0777-0.0413-0.06080.1

25、5880.0195（-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*1.09244.4682*4.3982（15.8033）-0.0901（17.1388）（0.9020）（209391）（0.3574）样本量182174182174177175R20.23700.35310.21460

26、.33070.16580.2023F值6.63*4.41*5.83*3.99*4.11*2.06*银行数484748474747可以看出，当因变量为VNIM时，treatedt2011、treatedt2012和treatedt2013的系数a5、a6和a7均显著为负数，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、2013年均显著下降且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二年（2012）年开始显现

27、，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。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，在(2)中引入时间虚拟变量，LLPu=m0+m1EBTPit+m2t2011it+m3t2012it+m4t2013it +m5t2011itEBTPit+m6t2012itEBTPit +m7t2013itEBTPit+m8treatedit+m9treateditEBTPit+m10t2011ittreatedit+m11t2012ittr

28、eatedit+m12t2013ittreatedit+m13t2011ittreateditEBTPit+m14t2012ittreateditEBTPit+m15t2013ittreateditEBTPit+lZit+ui+xit （4）本文在考察延付高管薪酬对银行盈余管理动机的动态影响效应时，关心的是t2011treatedEBTP、t2012treatedEBTP和t2013treatedEBTP的系数m13、m14、m15，回归结果如下：三项交互项的系数均为正。将以上数据分析及其结果可以做成文章中表4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

29、响效应（1）（2）（1）（2）EBTP0.1391*-0.10330.1376*-0.0868（2.0826）（-0.9357）（2.1228）（-0.7939）t-0.1017-0.1750（-0.9962）（-1.0521）t*EBTP0.04960.1501*（1.0083）（2.1514）treated*EBTP-0.1577-0.0102-0.1381-0.0042（-1.2450）（-0.0744）（-1.1129）（-0.0309）t* treated-0.6013*-0.3757（-2.4467）（-1.3585）t* treated*EBTP0.3761*0.2496*（3.

30、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）t2011*EBTP0.03430.1318*（0.6538）（1.6997）t2012*EBTP0.04400.1367*（0.7094）（1.7021）t2013*EBTP0.11930.1812*（1.5707）（1.7602）t2011* treated-0.5774*-0.3644（-2.0794）（-0.3644）t2012* treat

31、edt2013* treatedt2011* treated*EBTPt2012* treated*EBTPt2013* treated*EBTP控制变量否是-0.1649（-0.4838）-1.1898*（-3.3295）0.3576*（2.8335）0.1770（1.1513）0.6670*（3.9142）否-0.0780（-0.2119）-0.9797*（-2.4408）0.2411（1.6510）0.1101（0.6622）0.5570*（2.9300）是样本量R2F值银行数1830.28896.45*481630.39654.23*441830.36314.93*481630.450

32、43.61*443、稳健性检验（2010-2011）最后是为了检验实证结果的可靠性，文章将银行的考察期缩短之后进行了稳健性检验。PSM稳健性检验输出变量为loan10：输出变量为npl10：输出变量为roa10:PSM稳健性检验（2010-2012）：输出变量为loan10：输出变量为npl10：输出变量为roa10:2、双重差分估计的稳健性检验： 检验延付高管薪酬对银行收益波动性的影响。（2010-2011）首先对三个因变量VNIM、VEBTP、ZSCORE在没加控制变量的时候进行固定效应回归：加入控制变量的固定效应回归的结果：然后对三个因变量VNIM、VEBTP、ZSCORE的系数是否显著进行分析：其次检验延付高管薪酬对银行盈余管理动机的影响：不加控制变量假如控制变量对系数是否显著进行分析：由于只有2010-2011年数据，因此平均处理效应和动态边际效应的结果相同。（2010-2012）稳健性检验：首先对三个因变量VNIM、VEBTP、ZSCORE在没加控制变量的时候进行固定效应回归：加入控制变量的固定效应回归的结果：对系数是否显著进行分析：动态边际影响效应首先对三个因变量VNIM、VEBTP、ZSCORE在没加控制变量的时候进行固定效应回归：对三个因变量VNIM、VEBTP、ZSCORE在加了控制变量的时候