1、延付高管薪酬對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的政策效應(yīng)基于銀行盈余管理動(dòng)機(jī)視角的PSM-DID分析 賈程 會(huì)計(jì)學(xué) 220170909880延付高管薪酬對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的政策效應(yīng)基于銀行盈余管理動(dòng)機(jī)視角的PSM-DID分析1、論文概述文章利用2010 年銀監(jiān)會(huì)發(fā)布商業(yè)銀行穩(wěn)健薪酬監(jiān)管指引這一政策沖擊和中國(guó)銀行業(yè)20092013 年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”的PSM-DID分析，研究延付高管薪酬在降低銀行收益波動(dòng)性中的作用。文章從股東-債權(quán)人利益沖突視角進(jìn)行理論分析，內(nèi)部債務(wù)（延付薪酬、養(yǎng)老金）能夠減輕股東-債權(quán)人的代理沖突，減輕高管以債權(quán)人利益為代價(jià)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。同時(shí)，從收益波動(dòng)性與盈余管理動(dòng)機(jī)視角分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)銀行實(shí)

2、際盈余水平較低時(shí)，有意低估信貸組合預(yù)期損失以計(jì)提較少的LLP,從而提高報(bào)告盈余的水平；相反，當(dāng)銀行的實(shí)際盈余水平較高時(shí)，有意高估信貸組合預(yù)期損失以計(jì)提較多的LLP,從而降低報(bào)告盈余的水平，最終達(dá)到平滑盈余的目的。綜合理論分析，文章推斷，延付高管薪酬能夠減輕股東債權(quán)人的利益沖突，誘使高管選擇更低的風(fēng)險(xiǎn)投資或經(jīng)營(yíng)策略，這一更低的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平將導(dǎo)致更低的收益波動(dòng)性。據(jù)此提出兩項(xiàng)假設(shè)：假設(shè)1：當(dāng)控制其他因素時(shí)，延付高管薪酬將導(dǎo)致銀行更低的收益波動(dòng)性；假設(shè)2：當(dāng)控制其他因素時(shí)，延付高管薪酬能降低銀行通過(guò)LLP計(jì)提進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)。而在驗(yàn)證假設(shè)2的過(guò)程中卻發(fā)現(xiàn)延付高管薪酬增強(qiáng)了其通過(guò)LLP進(jìn)行盈余管理的

3、動(dòng)機(jī)。進(jìn)一步對(duì)其動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，銀行通過(guò)LLP 進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)在薪酬延付后的第3年尤為顯著。出現(xiàn)這種情況的主要原因在于，當(dāng)前中國(guó)銀行業(yè)高管延付薪酬的考核期限僅為3年，出于穩(wěn)健性薪酬的目的，高管在延付薪酬后、考核期滿時(shí)，有更強(qiáng)的動(dòng)力和能力進(jìn)行盈余管理，從而可能令延付高管薪酬政策對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的約束作用大打折扣。因此，進(jìn)一步改革和完善當(dāng)前中國(guó)銀行業(yè)高管薪酬延付制度是發(fā)揮其對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)偏好約束作用的重要措施，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)銀行業(yè)的穩(wěn)健經(jīng)營(yíng)和持續(xù)發(fā)展。具體措施如下：（1）加強(qiáng)銀行實(shí)施延付高管薪酬的監(jiān)管力度。（2）優(yōu)化高管薪酬的延期支付時(shí)間。（3）引入激勵(lì)性的養(yǎng)老金制度。（4）改革高管薪酬考核的

4、績(jī)效指標(biāo)。2、傾向得分匹配（PSM）和雙重差分（DID）方法的基本思想和計(jì)量模型PSM的基本思想是：假設(shè)個(gè)體i屬于處理組，要找到屬于控制組的某個(gè)j，使得個(gè)體j與個(gè)體i的可測(cè)變量取值盡可能相似（匹配），即XiXj。舉例來(lái)說(shuō)，小明讀了研究生和小明沒有讀研究生，他的收入會(huì)差多少？可是小明已經(jīng)讀了研究生，我怎么才能估計(jì)出他要是不讀研究生，他的收入會(huì)是多少呢？我們用“傾向得分匹配法”，這種方法能讓我們從一大堆人群中（也就是我們的總體樣本的一個(gè)子集），對(duì)每個(gè)人讀研究生的概率進(jìn)行估計(jì)，然后選出和小明具有非常相似的去讀研究生的概率可是沒有去讀的同學(xué)小剛作為小明的對(duì)照，然后再來(lái)看他們的區(qū)別。當(dāng)樣本中的每個(gè)研究生

5、”小明“都找到了匹配的非研究生”小剛“，我們便能對(duì)這兩組樣本進(jìn)行比較研究了。Xi可能包括多個(gè)變量，比如Xi為K維向量，此時(shí)，如果直接使用Xi進(jìn)行匹配，則意味著要在高維度空間進(jìn)行匹配，可能遇到數(shù)據(jù)稀疏的問(wèn)題，即很難找到與Xi相近的Xj與之匹配，為此，一般使用某函數(shù)f（Xi），將K維向量Xi的信息壓縮到一維，進(jìn)而根據(jù)f（Xi）進(jìn)行匹配。我們假定有N個(gè)個(gè)體，每一個(gè)處在干預(yù)中的個(gè)體i（i=1,2,N）都將有兩種潛在結(jié)果（），分別對(duì)應(yīng)著未被干預(yù)狀態(tài)和干預(yù)狀態(tài)中的潛在結(jié)果。那么對(duì)一個(gè)個(gè)體進(jìn)行干預(yù)的效應(yīng)標(biāo)記為，表示干預(yù)狀態(tài)的潛在結(jié)果與未干預(yù)狀態(tài)的潛在結(jié)果之間的差，即：，令表示接受干預(yù)，表示未接受干預(yù)，同時(shí)表

6、示所測(cè)試的結(jié)果變量。那么反事實(shí)框架可以表示為以下模型：，該模型也可以表示為：，這個(gè)模型表明，兩種結(jié)果中的哪一種將在現(xiàn)實(shí)中被觀測(cè)到，取決于干預(yù)狀態(tài)，即D的狀態(tài)。DID的基本思想：經(jīng)濟(jì)學(xué)家常關(guān)心某政策實(shí)施后的效應(yīng)，比如對(duì)于收入（y ）的作用。最簡(jiǎn)單的做法是比較處理組（即受政策影響的地區(qū)或個(gè)體）的前后差異，這稱為“差分估計(jì)量”，即將處理組政策實(shí)施后的樣本均值，減去政策實(shí)施前的樣本均值。然而，由于宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境也隨時(shí)間而變（時(shí)間效應(yīng)），故政策實(shí)施地區(qū)的前后差異未必就是處理效應(yīng)，為了解決差分法的局限性，常用方法是尋找適當(dāng)?shù)目刂平M，即未實(shí)施政策的地區(qū)（或未參加項(xiàng)目的個(gè)體），作為處理組的反事實(shí)參照系。具體來(lái)說(shuō)

7、，可將未受政策影響的控制組之前后變化視為純粹的時(shí)間效應(yīng)，即Ycontrol，after-Ycontrol，before 綜合以上兩個(gè)差分，即將處理組的前后變化減去控制組的前后變化，可得到對(duì)于政策處理效應(yīng)更為可靠的估計(jì)：（Ytreat，after-Ytreat，before）-（Ycontrol，after-Ycontrol，before），這就是所謂的雙重差分估計(jì)量（DifferenceinDifferences，簡(jiǎn)記DD或DID），因?yàn)樗翘幚斫M差分與控制組差分之差。計(jì)量模型為：Yit=Di+T+DiT+uit，對(duì)時(shí)間差分，得到：Yi=+Di+uit，再次差分，取期望：EY1-Y0= 3、抽

8、樣和數(shù)據(jù)獲取文章通過(guò)查詢銀監(jiān)會(huì)網(wǎng)站獲得了相關(guān)銀行名錄，并手工查閱各銀行網(wǎng)站的公開信息披露，經(jīng)統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，截至2013 年底，共有70 家銀行實(shí)施了延付高管薪酬政策，其中包括了4 家大型商業(yè)銀行、9 家股份制銀行、47 家城商行和10 家農(nóng)商行。然后，從樣本銀行中選擇兩類銀行作為分析對(duì)象：“2009 年未實(shí)施延付高管薪酬，但從2010 年開始實(shí)施延付高管薪酬的銀行“，稱為處理組，共15家；“20092013 年均未實(shí)施延付高管薪酬的銀行“， 稱為對(duì)照組，共87家。4、數(shù)據(jù)分析方法 PSM：從樣本銀行中選擇兩類銀行作為分析對(duì)象：“2009 年未實(shí)施延付高管薪酬，但從2010 年開始實(shí)施延付高管薪酬的

9、銀行“，稱為處理組，共15家；“20092013 年均未實(shí)施延付高管薪酬的銀行“， 稱為對(duì)照組，共87家。選取資本充足率（CAP）、貸款撥備率（LPR）、杠桿率（LEV）、不良貸款率（NPL）、貸存比（LDR）、貸款規(guī)模（LOAN）和資產(chǎn)收益率（ROA）等7 個(gè)可觀測(cè)變量對(duì)處理組和對(duì)照組銀行進(jìn)行匹配，可觀測(cè)變量的數(shù)值時(shí)期為2009 年。DID：對(duì)經(jīng)PSM 處理后獲得的處理組銀行，令虛擬變量treated=1，對(duì)于經(jīng)PSM 處理后獲得的對(duì)照組銀行，令treated=0。同時(shí)，設(shè)置時(shí)間虛擬變量t，令延付高管薪酬后的年份t=1，其他年份t=0。對(duì)于假設(shè)1考慮回歸模型：EarningsVolatili

10、tyit=0+1treatedit+2tit+3treatedittit+Xit+ct+ci+it，其中，EarningsVolatilityit表示銀行i在第t期的收益波動(dòng)性，包含三個(gè)維度：信貸業(yè)務(wù)的凈息差（NIM）、稅和貸款損失準(zhǔn)備前利潤(rùn)（EBTP）、衡量總體財(cái)務(wù)穩(wěn)健性的指標(biāo)（ZSCORE），X是一組隨時(shí)間變化的可觀測(cè)的影響銀行收益波動(dòng)性的控制變量，ct是年固定效應(yīng)，ci是非觀測(cè)效應(yīng)，控制隨時(shí)間不變的不可觀測(cè)因素，it是隨機(jī)誤差項(xiàng)。對(duì)于假設(shè)2考慮回歸模型：LLPit=0+1EBIPit+2tit+3treatedit4tit+EBTPit+5treateditEBTPit+6treated

11、ittit+7treatedittitEBTPit+Zit+vt+vi+it，其中，LLPit衡量銀行i在t時(shí)計(jì)提的貸款損失準(zhǔn)備，本文用銀行i在t期計(jì)提的貸款損失準(zhǔn)備除以第t-1期的貸款余額計(jì)算LLPit。5、數(shù)據(jù)分析過(guò)程圖1 VNIM均值變動(dòng)趨勢(shì) 圖2 VEBTP均值變動(dòng)趨勢(shì)圖3 ZSCORE均值變動(dòng)趨勢(shì) 圖4 盈余波動(dòng)性變量組間均值差變動(dòng)趨勢(shì)文章分別繪制了經(jīng)PSM處理后的處理組和對(duì)照組的VNIM、VEBTP 和ZSCORE 均值變動(dòng)趨勢(shì)，如上圖所示?？梢钥闯觯瑹o(wú)論是處理組還是對(duì)照組的VNIM、VEBTP 和ZSCORE 均值，均持續(xù)處于遞減（遞增）趨勢(shì)，這說(shuō)明20102013 年樣本銀行的

12、收益波動(dòng)性穩(wěn)步下降。如果直接估算2010年（延付高管薪酬政策實(shí)施）以后VNIM、VEBTP 和ZSCORE 的變化，則會(huì)簡(jiǎn)單地認(rèn)為延付高管薪酬降低了銀行收益波動(dòng)性， 產(chǎn)生這一錯(cuò)誤認(rèn)識(shí)的原因是忽視了樣本期內(nèi)對(duì)照組的收益波動(dòng)性也呈現(xiàn)下降趨勢(shì)這一客觀事實(shí)，因此，本文進(jìn)一步用DID 策略識(shí)別延付高管薪酬的凈影響效應(yīng)是必要且合理的。進(jìn)一步對(duì)處理組和對(duì)照組的VNIM、VEBTP 和ZSCORE 進(jìn)行組間作差（處理組均值-對(duì)照組均值），觀察其差值變化趨勢(shì)（見圖4），可以看到，VNIM 組間均值差的絕對(duì)值在2011 年顯著增大，但2012 年和2013 年逐漸縮小，而VEBTP 和ZSCORE 組間均值差的絕

13、對(duì)值則呈現(xiàn)先收窄后增大的特征，間接反映了延付高管薪酬政策對(duì)銀行VNIM 的影響可能具有即時(shí)性，而對(duì)銀行VEBTP和ZSCORE 的影響可能具有滯后性。此外，仔細(xì)觀察圖4，本文還發(fā)現(xiàn)，ZSCORE 的組間均值差在2013 年與2010 年的差距，遠(yuǎn)高于VNIM 和VEBTP 的組間均值差在2013 年與2010 年的差距。表1 延付高管薪酬影響銀行收益波動(dòng)性的平均處理效應(yīng)變量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）樣本量182174182174177175R20.23600.35170.18630.31290.12370.1636F值10.04*5.20*7.44*4.36*4.45*1.89*銀行數(shù)484748474747注：括號(hào)中的值為雙尾檢驗(yàn)t值 *、*、*分別表示在10%、5%、1%水平上顯著 treated和LIST變量由于具有時(shí)間不變性，回歸時(shí)被自動(dòng)刪除表1列示了式（1）的面板DID 檢驗(yàn)結(jié)果，其中列（1）、列（3）、列（5）是沒有加入其他控制變量的估計(jì)結(jié)果，列（2）、列（4）、列（6）是加入了其他控制變量的結(jié)果。不難看到，無(wú)論是否加入其他控制變量，交互項(xiàng)ttreated 的系數(shù)均顯著為

17、負(fù)（因變量為ZSCORE 時(shí)則顯著為正），這說(shuō)明延付高管薪酬政策顯著降低了銀行的收益波動(dòng)性，從而證實(shí)了假設(shè)1。表2延付高管薪酬對(duì)銀行盈余管理動(dòng)機(jī)影響DID檢驗(yàn)變量LLP平均處理效應(yīng)動(dòng)態(tài)邊際影響效應(yīng)（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）控制變量否是否是樣本量183163183163R20.2889*0.3965*0.

20、3631*0.4504*F值6.454.234.933.61銀行數(shù)48444844注：括號(hào)中的值為雙尾檢驗(yàn)t值 *、*、*分別表示在10%、5%、1%水平上顯著 常數(shù)項(xiàng)估計(jì)值未列示。結(jié)果如表2中第（1）、（2）列所示。其中列（1）為沒有加入其他控制變量的估計(jì)結(jié)果，可以看到，EBTP 的系數(shù)顯著為正，這說(shuō)明樣本銀行存在顯著的、通過(guò)LLP 進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)。交互項(xiàng)ttreatedEBTP 的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明延付高管薪酬加劇了銀行通過(guò)LLP 進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)。列（2）為加入了其他控制變量的回歸結(jié)果，可以看到，交互項(xiàng)ttreatedEBTP 的系數(shù)依然顯著為正。因此，列（1）、列（2）的結(jié)果與假

21、設(shè)2 的預(yù)期相反，即延付高管薪酬后銀行通過(guò)LLP 進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)反而明顯增強(qiáng)。表3延付高管薪酬對(duì)銀行收益波動(dòng)性的動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)影響變量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)控制變量否是否是否是_cons0.5088*-0.16040.3739*1.09244.4682*4.3982(15.8033)(-0.0901)(17.1388)(0.9020)(20.9391)(0.3574)樣本量182174182174177175R20.23700.35310.21460.33070.16580.2023F6.63*4.41*5.83*3.

24、99*4.11*2.06*銀行數(shù)484748474747注：括號(hào)中的值為雙尾檢驗(yàn)t值 *、*、*分別表示在10%、5%、1%水平上顯著表3列示了式（3）的回歸結(jié)果，當(dāng)因變量為VNIM 時(shí)，treatedt2011、treatedt2012 和treatedt2013 系數(shù)均顯著為負(fù)， 說(shuō)明2010 年延付高管薪酬后銀行的凈息差波動(dòng)率在2011 年、2012 年和2013 年均顯著下降，且其邊際效應(yīng)表現(xiàn)為先增后減。當(dāng)因變量為VEBTP 時(shí)，交互項(xiàng)均為負(fù)，但只有treatedt2012 和treatedt2013 顯著， 說(shuō)明延付高管薪酬政策對(duì)銀行總體經(jīng)營(yíng)收入波動(dòng)性的影響表現(xiàn)出滯后性，效果在政策實(shí)

25、施后的第2 年（2012 年）開始顯現(xiàn)，其邊際效應(yīng)呈遞增態(tài)勢(shì)。當(dāng)因變量為ZSCORE 時(shí)，交互項(xiàng)系數(shù)均為正，其系數(shù)的顯著性說(shuō)明延付高管薪酬對(duì)ZSCORE 的影響也具有滯后性，系數(shù)的大小則表明ZSCORE 在2013 年有明顯更高的提升幅度。因此，延付高管薪酬對(duì)VNIM 的影響具有即時(shí)性，而對(duì)VEBTP 和ZSCORE 的影響具有滯后性。穩(wěn)健性檢驗(yàn)：原文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)是將原來(lái)的考察期2009-2013縮短為2009-2011和2009-2012分別進(jìn)行的，具體過(guò)程和上面的過(guò)程一樣，這里就不贅述了。Stata具體過(guò)程詳見附件。6、數(shù)據(jù)分析結(jié)果解釋（1）平均處理效應(yīng)以上結(jié)果表明，如果僅比較平均處理效應(yīng)而不考慮動(dòng)態(tài)邊際影響，延付高管薪酬政策對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響的凈效應(yīng)為：延付高管薪酬降低了銀行的收益波動(dòng)性，但同時(shí)反而提高了銀行通過(guò)LLP進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)。這顯然與本文的研究假設(shè)存在一定的矛盾。而且，平均處理效應(yīng)不能回答關(guān)于延付高管薪酬影響銀行收益波動(dòng)性和盈余管理動(dòng)機(jī)時(shí)間變動(dòng)趨勢(shì)的疑問(wèn)。此外，為何出現(xiàn)“ZSCORE 的組間均值差在2013 年與2010 年的差距， 遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于VNIM 和VEBTP 的組間均值差在2013 年與2010 年的差距”的現(xiàn)象？ 由于不能識(shí)別延付高管薪酬對(duì)銀行收益波動(dòng)性和盈余管理動(dòng)機(jī)影響