高管薪酬對中國銀行業資產配置行為的影響

喻微鋒

?

高管薪酬對中國銀行業資產配置行為的影響

喻微鋒

[摘要]運用2007-2012年的銀行微觀面板數據，檢驗銀行高管薪酬對銀行資產配置的影響。總體來看，管理層現金薪酬和股權薪酬均顯著促進銀行短期貸款的增加；從貸款質量看，股權薪酬可降低銀行不良貸款率，而現金薪酬對其無明顯影響。薪酬激勵的效果因銀行性質而有所差異：現金薪酬增加短期貸款主要集中在國有及股份制商業銀行，而股權薪酬對短期貸款的影響則集中在城市商業銀行。此外，股權薪酬降低不良貸款也主要集中在城市商業銀行。

[關鍵詞]銀行業； 管理層薪酬； 薪酬激勵效果； 資產配置； 貸款質量

一引言

隨著各銀行2012年年報的陸續披露，中國銀行業高管薪酬再次成為人們議論的焦點。統計數據顯示，2012年16家上市銀行高管薪酬總額為4.66億元，平均每人111.24萬元，平安銀行行長理查德更是達到了795萬元。面對遠高于其他行業的高管薪酬，許多人認為要對銀行業高管薪酬進行限制，國資委和人社部更是明確表示要對金融業進行重點改革，要把銀行、保險等金融領域的國有企業高管薪酬納入到“限高”的名單。但也有學者指出，如果參照國際標準，中國銀行業高管薪酬并不算高，一味的“限高”也不符合市場經濟規律。更有學者指出，對于企業高級管理人員的薪酬，并不在于支付多少，關鍵在于支付的方式(Jensen和Murphy,1990)[1]。那么，以銀行為代表的金融業高級管理人員究竟該拿多少薪酬？或者說，中國銀行業目前的高管薪酬制度是否合理？是否已經發揮了其對銀行高級管理層的激勵約束作用？激勵的效果怎樣？這是理論界迫切需要探討的問題。

目前，關于銀行業高管薪酬激勵效果的理論研究主要集中在銀行高管薪酬與銀行績效及風險關系的分析上。Barro和Barro(1990)[2]認為，高管薪酬與銀行績效成正比，但是薪酬-績效的敏感性隨著CEO從業經歷的增加而顯著降低。Hubbard和Palia(1995)[3]以美國銀行業為樣本發現，在放松管制以后，銀行高管薪酬-績效之間的敏感度會上升。Crawford et al.(1995)[4]發現，在控制市場因素后，二者的關系會進一步強化。同樣以美國銀行業為樣本，DeYoung et al.(2001)[5]的研究卻表明，銀行管理層持股比例與績效之間呈倒U型關系，銀行管理層存在一個最優的持股比例。John et al.(2010)[6]的研究則揭示，薪酬-績效的敏感性隨著銀行杠桿率的增加而降低，同時隨著銀行外部監管強度的增加而上升。由于銀行業本身的高杠桿性以及風險易轉移性(Wagster,2007)[7]，越來越多的學者認為在銀行高管薪酬結構設計中要考慮其對銀行風險的控制，理論界也有較多文獻對二者的關系進行了研究。少數學者認為高管薪酬對銀行風險沒影響或影響不大，例如，Houston和James(1995)[8]研究認為銀行的道德風險沒人們想象中嚴重，沒有明顯的證據表明銀行薪酬政策能促使高管采取更加冒險的經營策略。但大多數學者認為二者之間存在密切的聯系，Sannders et al.(1990)[9]發現，CEO持股比例與銀行風險之間呈顯著的正相關關系。但是Mullins(1992)[10]卻認為，Saunders et al.(1990)[9]的研究應該要控制銀行規模因素。DeYoung et al.(2013)[11]的研究也表明，銀行CEO的薪酬合同與風險存在很強的聯系。Chen et al.(1998)[12]研究了管理層持股與存款機構風險之間的關系后發現，管理層持股比例增加能顯著降低存款機構的風險水平。Laeven和Levine(2009)[13]認為，銀行現金流權*現金流權指股東按持股比例擁有公司現金分紅的權利。所有者的比例越高，則銀行越偏好風險，但是這種關系取決于銀行公司的治理結構、投資者的法律保護程度以及銀行的外部監管。Chen et al.(2006)[14]的實證結果也顯示，股票期權薪酬占總薪酬比例的增加會激勵銀行高管的冒險行為，增加銀行風險。Anderson和Fraser(2000)[15]也認為，管理層持股比例是銀行風險的決定性因素。

也有部分學者對中國銀行業高管薪酬問題進行了研究，其中比較有代表性的有：陳學彬(2005)[16]研究認為，中國銀行業已經初步建立起與業績相聯系的薪酬激勵機制，但薪酬形式單一，只注重短期激勵效應，而缺乏長期激勵機制。蔣海等(2010)[17]從商業銀行的多重委托代理特征出發，也認為，中國上市銀行已普遍建立起與經營業績相聯系的薪酬激勵制度，但是監管當局尚未建立起與風險控制相聯系的正向和負向激勵約束機制。宋清華和曲良波(2011)[18]的研究則表明，商業銀行高管薪酬與風險承擔呈倒U型關系，高管薪酬在提升了銀行績效的同時也加大了銀行風險。洪正和郭培俊(2012)[19]通過理論模型說明金融高管的薪酬激勵需要同時考慮誘導努力和風險控制，一味提高激勵強度只會增加高管的冒險行為。張敏等(2012)[20]也從大股東掏空行為與關聯貸款角度對銀行高管薪酬問題進行了研究。

綜上所述，目前對中國銀行業高管薪酬激勵有效性的研究主要從績效和風險兩個維度展開。這都暗含了一個基本的假定，薪酬制度通過激勵方式改變管理者的決策，從而對公司績效和風險產生重要影響(Bliss和Rosen，2001)[21]。Jensen和Murphy(1990)[1]也指出，股票期權激勵能夠使CEO“采取適當的行動”。而銀行的資產配置行為直接決定著銀行的經營效率與價值創造，由所有權和經營權分離所產生的委托代理問題會對銀行資產配置選擇行為產生影響。高管薪酬激勵制度作為解決委托代理問題的一種重要的銀行公司治理機制，其設計、實施的合理與否直接影響著銀行經營者的決策行動，銀行資產配置是經營者決策的最終結果，必然會受到銀行高管薪酬激勵制度的影響。因此，本文從銀行資產結構調整角度，研究高管薪酬制度對銀行資產配置行為的影響，通過檢驗銀行貸款比例的變化來考察現階段中國銀行業高管薪酬激勵機制的有效性，從而為下一步的薪酬制度改革提供借鑒經驗。

本文在前人研究的基礎上，將銀行業高管薪酬分為現金薪酬與股權薪酬兩部分，從貸款期限與貸款質量兩個維度考察了中國銀行業高管薪酬激勵的有效性。研究發現，中國銀行業目前的薪酬設置主要起到短期激勵效果，現金薪酬與股權薪酬都能促進銀行短期貸款的增加。為了控制銀行經營風險，銀監會對銀行高管薪酬制定了延期追索、扣回機制，但是本文的研究卻發現，該機制并未對銀行高管產生有效的約束作用。薪酬激勵的效果因銀行性質而有所差異：對于國有及股份制商業銀行，對高管起激勵作用的是現金薪酬；而對于城市商業銀行，管理層持股才能對高管起到激勵作用，除了能顯著促進城商行在短期貸款上的配置外，還能有效地降低城商行的不良貸款率。

本文接下來的內容安排如下：第二部分簡要介紹中國銀行業薪酬制度的演變歷程，并提出文章的研究假說；第三部分構建計量模型，對變量進行說明，并介紹數據來源；第四部分報告實證結果并對實證結果進行分析；最后是文章的結論和啟示。

二制度背景與研究假說

很長時間以來，中國銀行業高管薪酬都實行固定工資制，薪酬由高管的行政級別決定，而與銀行的經營業績無關。為了調動銀行員工尤其是銀行高級管理人員的工作積極性，中國銀行業于1993年開始參照事業單位開展工資改革，實行“行員等級工資制”，工資由行員等級工資和責任目標津貼兩部分構成；其中行員等級工資為固定工資，由員工的職務決定；責任目標津貼是浮動的，分為領導職務津貼和行員工作津貼，領導職務津貼以職務責任為依據確定津貼系數，最終根據在崗位上實際任務完成情況進行發放。但該制度仍然存在行政色彩過濃，目標責任薪酬比例較低且操作簡單等問題。從2000年開始，以四大國有商業銀行為首的中國銀行業按照現代公司治理制度的要求，積極地對薪酬制度進行新一輪的改革。該輪改革的主要特點是增加銀行在薪酬制定政策上自主性，在薪酬設計中突出薪酬與銀行績效之間的聯系。

總體上，中國銀行業高管薪酬已經由單一的固定工資制轉變為基本年薪加績效工資制，支付方式基本上以現金支付為主。對現金薪酬的激勵，現有文獻普遍認為會導致管理者的短期行為，而缺乏長期激勵作用(Houston和James，1995[8]；陳學彬，2005[16])。另一方面，在現金薪酬考核方式上，按照銀監會《商業銀行穩健薪酬監管指引》(以下簡稱《指引》)的規定，基本年薪占銀行高管薪酬總額的比例不能超過35%，績效薪酬是高管薪酬的主要部分，其主要是由商業銀行當年的經營業績決定。在中國銀行業以存貸業務為主體的情況下，這也會激勵銀行高管把更多資產配置在短期貸款上以提高銀行當年的經營業績(洪正和郭培俊，2012)[19]。總之，這種以現金支付為基本形式的薪酬制度會導致銀行高管的短期行為：把更多的資產配置在期限結構較短的短期貸款上，而忽視對中長期貸款的配置。由此，我們提出本文的第一個假說：

H1:銀行高管現金薪酬能顯著促進銀行短期貸款的增加，但對中長期貸款無明顯影響。

同時，為了控制商業銀行的風險，《指引》還規定，對商業銀行主要高級管理人員績效薪酬實行延期支付，延期比例應高于50%，延期期限一般不能少于3年。如果在規定期限內，商業銀行高管和相關員工職責內的風險損失超常暴露，商業銀行有權將相應期限內已發放的績效薪酬全部追回，并止付所有未支付部分，對離職人員規定同樣適用。績效薪酬延期追索、扣回規定將會約束商業銀行高管的過度冒險行為，有利于商業銀行貸款風險的控制。于是，我們提出本文的第二個假說：

H2：由于績效薪酬延期追索、扣回規定的限制，銀行高管現金薪酬能約束高管冒險貸款行為，顯著降低商業銀行不良貸款率。

委托-代理理論認為，銀行高管作為經濟人，其經營決策與企業利益存在偏離。高管持股有利于緩解管理者和股東的代理問題，克服企業高層的短視行為(Morck et al.,1988[22]；Hanlon et al.，2003[23])。管理層持股將會使高管利益與企業利益趨于一致，從而強化其與企業之間利益共享和風險共擔的機制并改善公司治理，激勵高管更加注重企業的長期業績(Jensen和Meckling,1976)[24]。發達國家銀行的實踐也表明實施長期激勵機制的重要性。中國銀行業也從2004年開始對長期激勵方式進行了積極的探索，據不完全統計，截止到2012年12月，在國有商業銀行和股份制銀行中，已經有6家實施了管理層持股*嚴格地說，中國銀行業并未實現真正意義上的管理層持股。國有及股份制銀行管理層持股主要是通過在二級市場買入與分紅送股的方式獲得；城商行管理層持股則主要通過城市信用社改制方式獲得。但《公司法》等法律規定，高管每年減持股票不能超過所持有的25%，因此，為了行文方便，本文在此統稱為“管理層持股”。，分別為平安銀行、工商銀行、建設銀行、交通銀行、中信銀行和招商銀行。而城市商業銀行由于歷史原因，管理層持股比較普遍，約有三分之二的銀行實施了管理層持股。

管理層持股使得銀行高管的報酬與銀行股票緊密聯系，隨著銀行股票的變動而變動。根據現代資產定價理論，銀行股票的價格主要取決于銀行未來的業績情況。在銀行利潤主要來源于存款和貸款利息差的情況下，為了使銀行未來業績有良好的表現，銀行高管將會把更多的資產配置在中長期貸款上。因此，根據Jensen和Meckling(1976)[24]，Morck et al.(1988)[22]，Hanlon et al.(2003)[23]等學者的研究，我們預期，與現金激勵的效果相反，管理層持股能夠激勵銀行高管的長期貸款行為，把更多的資產配置在中長期貸款上。

但Hall和Murphy(2003)[25]認為，管理層持股等長期激勵工具能起到積極激勵效果的前提是金融市場的強有效，股票價格能反映全部信息；在金融市場非強有效的情況下，公司高管有利用其掌握的私人信息抬高股價的動機，從而股權激勵與現金激勵一樣導致高管的短期行為。洪正和郭培俊(2012)[19]也指出，即使在股票期權等長期激勵中，公司高管也會利用其掌握的內部信息，選擇合適的行權時機，讓其在公司危機尚未顯現時套利走人。Bebchuk et al.(2002)[26]的研究進一步揭示，當公司董事會獨立性較弱時，股票期權等長期激勵工具因為能夠逃避現金薪酬過高所帶來的外部監管和批評，而成為管理層獲取“租金”的重要手段。但該“租金”的獲得以管理層能夠“精選”(hand-picked)董事會成員為前提。這也意味著管理層持股將激勵高管更加關注任期內的公司業績。劉元等(2005)[27]在對城商行高管持股的激勵效果進行研究后也發現，城商行高管持股激勵機制尚未完全建立，高管持股與銀行經營業績相關性相對較弱，較容易產生經營上的短期行為。由此，我們提出如下兩個競爭性的假說：

H3a：銀行高管持股能顯著促進銀行中長期貸款的增加，但對短期貸款無明顯影響。

H3b:與現金薪酬激勵的效果一樣，銀行管理層持股能顯著促進銀行短期貸款的增加，而對中長期貸款無明顯影響。

Demsetz和 Lehn(1985)[28]指出，銀行管理者在經營銀行時，就已經把其最稀缺的人力資本與銀行業績緊密聯系。管理層持股實際上使得銀行高層個人投資組合(Personal Portfolio)變得更加集中，在銀行高管風險厭惡的情況下，銀行高管更傾向于采取更穩健的投資策略以降低自身收益的風險(Smith和Stulz,1985)[29]。為了更清楚地理解這一點，我們借鑒Chen et al.(2006)[14]的模型進行簡單說明：

考慮兩種情景：第一種情況，如果高管選擇較穩健的貸款決策，銀行股票價格上升到p1，此時高管財富增加到w1。第二種情況，如果高管選擇高風險的貸款決策，銀行股票價格將以ρ的概率降低到p0，此時高管財富減少到w0=0；以1-ρ的概率股票價格上升到p2，高管財富將增加到w2，在p2>p1>p0,w2>w1>w0的情況下，很明顯，風險厭惡的銀行高管將會選擇穩健的貸款策略。

但道德風險理論卻認為，管理層持股以后，其利益與股東利益趨向一致，也面臨與股東相同的激勵機制。所以，他們更傾向于采取更加冒險的經營策略以增加銀行股票的價值。DeYoung et al.(2013)[11]指出，持股高管通過把風險轉移給銀行的債權人而使自己受益，因此管理層持股能夠激勵銀行管理者采取高風險的投資策略。同時，由于存款保險制度的存在以及外部存款人監管的缺位將更加激勵銀行高管減少認真篩選潛在借款人信息的時間(Gorton和Rosen,1995)[30]，從而使銀行貸款違約率升高。該理論也得到了學者的實證支持，如Saunders et al.(1990)[9]等。基于上面的論述，我們也同時提出下面兩個假說：

H4a:由于道德風險問題的存在，銀行高管會減少甄別貸款人信息的時間及采取更加冒險的貸款策略，從而銀行高管持股會顯著降低銀行貸款質量。

H4b:為了緩解個人投資組合風險，銀行高管會采取較穩健的貸款決策，因此銀行高管持股能顯著提高銀行貸款的質量。

三變量、數據與模型

(一)變量的選擇與度量

1.銀行資產配置行為的度量

對于以存貸業務為主的中國銀行業來說，信貸資產無疑是其最重要的資產。中國銀行業每年大約將一半左右的資產配置在信貸資產上。在國際上，由于信貸資產在銀行資產中的重要性，1988年與2004年的巴塞爾資本協議均對其設立了較高的風險加權系數。因此，國內外銀行資產配置行為的研究主要集中在銀行信貸領域，主要通過檢驗貸款占資產比例變化來分析銀行的資產配置行為(吳瑋，2011[31]；Furfine，2001[32])。在借鑒前人研究的基礎上，根據上文的論述，本文分別從貸款期限和貸款質量兩個維度來研究高管薪酬對銀行資產配置的影響。貸款期限我們分別采用短期貸款(sloan)和中長期貸款(lloan)占總資產的比例表示。其中，短期貸款指貸款期限在一年以下，一年或者一年以上的為中長期貸款。貸款質量我們根據銀監會《貸款風險分類指引》的要求，以商業銀行的不良貸款率(npl)表示。

2.銀行高管薪酬變量的度量

目前，國外主要有三種衡量銀行高管薪酬的指標：Barro和Barro(1990)[2]等學者認為，由于股票期權在信息方面的非完全性，研究者很難準確估算期權的真正價值，因此，他們僅以高管獲得的現金收入作為銀行高管薪酬的代理變量；而Houston和James(1995)[8]與Bliss和Rosen(2001)[21]等學者則運用Black-Scholes技術首先計算出股票期權價值，再以現金收入和股票期權的價值之和作為衡量指標；第三種衡量指標則僅僅以高管持有的股票期權價值表示，如Chen et al.(2006)[14]。由于本文的研究目的主要是檢驗現金形式的薪酬與股權形式的薪酬對銀行資產配置行為的影響。因此，本文借鑒Houston和James(1995)[8]，Bliss 和 Rosen(2001)[21]的研究思路，將銀行高管薪酬分為兩部分：一部分為現金薪酬，包括銀行高級管理人員的基本工資、獎金以及其他形式的現金支付，鑒于數據的可得性，與國內大多數研究一樣，這部分薪酬我們用樣本銀行前三名高管薪酬的自然對數(pay)表示；另一部分為股權薪酬，與國外銀行業已普遍實施的管理層股票期權激勵不同，中國銀行業到目前為止僅實施了管理層持股激勵。因此，我們用樣本銀行管理層持股總額占銀行總股本的比例(stock)表示。

3.控制變量的選擇

根據劉斌(2005)[33]的研究，信貸需求是影響信貸投放的重要因素之一，為此，本文加入反映影響信貸投放需求面的變量進行檢驗。由于貸款需求的不可觀測性，本文借鑒吳瑋(2011)[31]的做法，以人均GDP及GDP增長率作為反映信貸需求的代理變量。但在具體操作上，我們充分考慮不同類型銀行經營的地域性，以全國人均GDP(avgdp)與GDP增長率(ragdp)來表示國有商業銀行的貸款需求；而對于股份制銀行，我們以其在各省的分支機構占總機構數的比例為權數，再乘以其對應省份的人均GDP(avgdp)與GDP增長率(ragdp)來表示股份制銀行面臨的貸款需求；城市商業銀行的貸款需求則以其總部所在省的人均GDP與GDP的增長率表示。反映影響信貸變動供給面的因素，我們用銀行資產的自然對數(asset)及存款總額占總資產的比例(deposit)表示，一般認為，銀行的資產規模越大，其放貸的能力也將越強，銀行的存款余額越多，其信貸投放也將越多；同時，我們還控制其他潛在影響信貸變動的因素，銀行的資本充足率(capital)，第一大股東持股比例(share)及其性質(gov，國家控股取1，其他為0)。變量的具體定義見下表1。

表1　變量的定義

(續上表)

變量表示定義銀行資產asset銀行資產的自然對數存款比例deposit銀行存款余額占總資產的比重資本充足率capital銀行資本凈額占風險加權資產的比重最大股東持股比例share最大股東持股數占銀行總股本的比重最大持股股東性質gov國家控股取1,其他取0

(二)數據來源

本文使用的數據為2007-2012年樣本銀行的平衡面板數據，之所以選擇該研究區間，主要是因為中國銀行業高管薪酬信息披露的時間較晚，直到2006年，上市銀行才根據證監會的要求開始披露董事和高管人員的薪酬總額。同時，公開披露信息的銀行非常有限，除了上市銀行，絕大部分非上市銀行高管人員薪酬信息基本上仍是保密的。為了最大限度地增大樣本數量，本文從多種渠道收集數據，其中上市銀行高管薪酬的數據主要以CSMAR數據庫為基礎，再以相應的銀行年報為補充；非上市城市商業銀行高管薪酬數據則來自于相應年份的銀行年報；貸款和銀行微觀控制變量的數據則來自于Bankscope數據庫和銀行年報，表征貸款需求的宏觀經濟控制變量則來自全國和相應省份2007-2012年統計年鑒。而對于極少數缺失數據，我們用取平均值的方法進行替代。

通過CSMAR數據庫、Bankscope數據庫以及銀行年報，我們最終收集了18家商業銀行的面板數據，其中國有商業銀行與股份制銀行12家，分別為中國銀行、建設銀行、工商銀行、平安銀行、浦發銀行、華夏銀行、民生銀行、交通銀行、光大銀行、中信銀行、招商銀行與興業銀行；城市商業銀行6家，分別為寧波銀行、北京銀行、南京銀行、杭州銀行、溫州銀行和桂林銀行。

(三)模型設定

由以上的分析可知，高管薪酬通過改變銀行管理者的投資決策而對商業銀行資產配置行為產生影響。通過上文對被解釋變量、解釋變量以及控制變量的選取，我們構建如下的面板數據計量模型：

Depit=?1+β1indepit-1+β2controlit-1+εit

(1)

其中，被解釋變量Depit為銀行資產配置行為的代理變量，在本文實證分析中，分別用貸款期限(sloanit，lloanit)以及貸款質量(nplit)變量表示；解釋變量indepit-1為銀行高管薪酬的代理變量，在實證中，我們分別用現金薪酬變量(payit-1)和股權薪酬變量(stockit-1)表示；controlit-1為上文所述的影響信貸投放需求面和供給面等因素的控制變量。之所以對高管薪酬變量和所有控制變量都采取滯后一期的形式，主要是考慮到信貸規模與高管薪酬之間的內生性問題。因為信貸擴張會提高銀行業績，銀行高管薪酬因此也可能會相應增加。基于同樣的原因，我們也把所有控制變量都采取滯后一期的方式作為工具變量進行分析。

四實證結果及分析

(一)變量的描述性統計

表2給出了變量的描述性統計。貸款資產是銀行最重要的資產，中國銀行業平均將約一半的資產配置在信貸領域，在貸款配置的期限上，短期貸款與中長期貸款的差異不明顯，短期貸款平均占比為23.95%，中長期貸款平均占比為21.29%；在變動范圍上，二者都存在較大的波動，短期貸款占比的變動范圍為6.93%-38.04%，中長期貸款占比變動的范圍為1.85%-58.76%。在貸款質量方面，中國銀行業的資產質量總體較好，平均不良貸款率為1.19%，中位數為0.93%。現金薪酬方面，總體上，中國銀行業高管薪酬較高，前三名高管薪酬的均值為841.07萬元，但是銀行之間的差距很明顯，最高的為民生銀行，在2007年前三名高管現金薪酬為3469.08萬元，而最低的是同時期的桂林銀行，其前三名高管薪酬總額為78萬元。而中國銀行業高管持股比例整體上較少，均值為0.14%，且中位數為0，說明在樣本中，實施管理層持股的銀行并不多，部分銀行高管持股拉高了銀行高管平均持股比例。

在表征銀行微觀特征的其他變量中，總資產的平均值為23565.72億元，但規模差異較大，規模最大的為工商銀行，其2011年的資產總額超過了15萬億，而規模最小的銀行資產為42.88億元；各銀行存款占資產比重都超過了50%，均值為75.84%，說明存款業務是中國銀行業最重要的負債業務，也是其最重要的資金來源渠道。平均資本充足率為11.84%，遠高于8%的監管要求，資本充足率最高的銀行達到了30.14%，而最低的資本充足率甚至為負數。第一大股東平均持股比例為27.38%，第一大股東持股最高的為光大銀行，2007年與2008年，連續兩年，國家控股的比例均達到了70.88%，而同時期的民生銀行，新希望投資集團的控股比例僅為5.9%。

表2　變量描述性統計

注：自變量后的-1表示滯后一期。

(二)回歸分析

為進一步檢驗高管薪酬對銀行資產配置的影響，下面對式(1)的計量模型進行回歸分析。由于變量較多，在進行回歸分析前，我們首先采用方差膨脹因子法對變量的多重共線性進行診斷，發現所有自變量的方差膨脹因子均較小(均小于5)，說明自變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。在回歸模型選擇方面，由于觀測不到的銀行其他因素可能與解釋變量相關，我們采用固定效應模型。本文的實證結果都經過異方差調整。

1.全樣本銀行檢驗

根據上文的論述，本文從貸款期限與貸款質量兩個維度考察銀行資產配置行為。表3給出了全樣本銀行高管薪酬對貸款期限的回歸結果：

表3的列(1)和列(3)給出了現金薪酬對貸款期限的影響，從回歸結果看，現金薪酬(pay)對短期貸款(sloan)的系數在1%臨界值下顯著為正，而長期貸款(lloan)前的系數并沒有通過相應的顯著性檢驗。列(5)和列(7)的結果顯示，股權薪酬(stock)對短期貸款(sloan)的系數也為正，且在10%的臨界值下通過了顯著性檢驗，長期貸款(lloan)前的系數雖然為正，但是并沒有通過相應的顯著性檢驗。

為了克服因遺漏變量可能造成的內生性問題，我們在回歸方程中進一步控制可能影響信貸投放的其他因素，比如資本充足率、第一大股東持股比例等，回歸結果分別由列(2)、列(4)、列(6)、列(8)表示。結果顯示，加入其他控制變量后，銀行高管薪酬對貸款期限的影響并沒有發生變化，總體上，本部分的回歸結果具有較高穩健性。這也為本文的假說1和假說3b提供了佐證。說明現階段中國銀行業高管薪酬確實對銀行資產配置行為產生重要影響，現金薪酬和股權薪酬都激勵了高管的短期行為，促使高管把更多的資產配置在短期貸款上。如前面論述，從持股來源看，中國銀行業管理層持股與真正意義上長期激勵有較大的差別，從而在激勵效果上并未體現出長期激勵的作用；再加之中國金融市場不規范以及銀行公司治理結構的不完善，這些都會為銀行高管持股的短期行為留下較大的可操作空間。同時，也從側面反映出中國銀行業實施真正意義上長期激勵的重要性。

而在控制變量中，對銀行信貸投放產生影響的主要是貸款需求面的因素，由表3可知，貸款需求因素與信貸投放數量前的系數為負，且大部分通過了相應的顯著性檢驗。這說明貸款需求對銀行信貸投放有負向激勵。其主要原因是在經濟下滑的大環境下，企業信用總體較之前低，此時銀行貸款風險較高，商業銀行受資本金監管比例和存貸比兩個指標的限制，為規避風險，貸款變得比較謹慎。另外，在控制變量中，值得一提的是資本充足率對信貸投放的影響，很多文獻都認為資本水平是影響信貸投放的一個重要因素(Furfine，2001)[32]。但是根據吳瑋(2011)[31]的研究，資本水平之所以能對信貸投放產生影響主要是為了滿足監管的需要，而在我們的樣本中，銀行業的平均資本充足率高達11.84%，遠高于8%的監管要求，所以，資本充足率對銀行信貸投放的影響并不明顯。

表3　全樣本銀行高管薪酬對貸款期限回歸結果

注：自變量后的-1表示滯后一期；***、**、*分別表示1%、5%、10%水平下顯著；括號中表示經過異方差穩健性調整后的T統計量。

在高管薪酬對貸款質量的影響上，從表4列(1)可以看出，現金薪酬對不良貸款率的系數并沒有通過顯著性檢驗，這說明《指引》中績效薪酬延期追索、扣回機制并沒有對銀行高管起到實質性約束，對商業銀行不良貸款率的降低并無顯著影響。同樣，為了克服遺漏變量的問題，我們在列(2)和列(4)分別加入可能影響貸款質量的其他因素，回歸結果仍較穩健。假說2之所以沒有得到實證結論的支持，主要原因有以下兩個：一是雖然中國銀行業實施了與風險掛鉤的延期支付機制，但實際上延期支付的比例較小，例如2012年工商銀行行長實際延期支付的薪酬只占當年總薪酬的29.28%，因此，并不能對高管的冒險行為起到有效約束作用；二是《指引》從2010年才開始實施，時間較晚，其對銀行高管風險約束的作用可能存在“時滯效應”。

列(3)的結果卻顯示，股權薪酬對不良貸款率前的系數顯著為負，銀行管理層持股與貸款質量的關系支持假說4a。這說明雖然在理論上，高管持股對銀行貸款風險控制存在負向和正向兩種相反的激勵，但是在中國銀行業目前的情況下，管理層持股確實能約束中國銀行業高管的冒險貸款行為，能顯著降低中國銀行業的不良貸款率。該結論也進一步支持了Morck et al.(1988)[22]的研究結論：當管理層持股比例在0%-5%之間時，管理層與股東的利益存在“趨同效應”，此時會激勵管理層采取更加穩健的投資策略以使得公司價值最大化。

在控制變量中，表征貸款需求因素的GDP增長率能顯著增加商業銀行的不良貸款率。這主要是因為在經濟下滑的大環境下，企業信用普遍較之前低，此時，信貸市場上容易出現“逆向選擇”問題，即貸款需求越旺盛的企業越可能是違約風險高的企業。第一大股東持股比例也與商業銀行的不良貸款率呈正比，說明第一大股東持股比例越高的銀行也將會有較高的不良貸款率，其可能是由中國銀行業第一大股東絕大部分是國家控股及大股東控股的“掏空行為”造成的。該研究結論也與國內大部分學者的研究結論一致(錢先航等，2011)[34]。

表4　全樣本銀行高管薪酬對貸款質量回歸結果

(續上表)

變量npl(1)npl(2)npl(3)npl(4)gov(-1)-0.284*-0.179(-1.74)(-1.39)obs108108108108R20.1360.2020.2350.281

注：自變量后的-1表示滯后一期；***、**、*分別表示1%、5%、10%水平下顯著；括號中表示經過異方差穩健性調整后的T統計量。

2.子樣本銀行檢驗

在我們的樣本中，既涵蓋了國有及股份制商業銀行，也包括城市商業銀行。這兩種不同類型的銀行在薪酬設置方面存在較大差異。在國有及股份制商業銀行中，其高級管理人員大多數是有政府背景的行政官員，從而其薪酬設置體現明顯的“行政主導型”特點，具體表現在薪酬支付方式上，主要以現金薪酬支付為主，而對于管理層持股等長期激勵工具，由于擔心“收入不公平”問題而一直沒有真正實施。目前，在國有及股份制商業銀行中，高管主要是通過從二級市場買入與分紅送股的方式獲得股票，體現的是高管個人行為，而與激勵機制無關。且持股數量較少，人均持股數僅為1.53萬股，占總股本的比例為0.00061%。持股比例偏低，也不能產生激勵作用(魏剛，2000)[35]。因此，我們預期，國有及股份制銀行管理層持股并不能對其高管產生明顯的激勵作用。而城商行高管持股主要是通過城市信用社改制時“員工持股計劃”獲得，相對于國有及股份制商業銀行管理層持股的個人行為，更能起到激勵約束作用。同時，持股份額也較大，人均持股134.49萬股，占總股本的比例為0.43%。但根據劉元等(2005)[27]的研究，城商行高管持股激勵機制仍然尚未完全建立，表現在高管持股與銀行經營業績相關性相對較弱，較容易產生經營上的短期行為。因此，我們預期，城商行管理層持股能對其高管產生顯著的短期激勵作用，促進短期貸款增加。

表5報告了現金薪酬激勵對不同性質銀行短期及中長期貸款的影響。與前文的邏輯一致，列(2)、列(4)、列(6)和列(8)增加了一些控制變量。對于國有及股份制商業銀行，現金薪酬能顯著促進短期貸款(sloan)的增加，但是對中長期貸款(lloan)的配置無顯著影響，這與總樣本回歸的結論相同，也與假說1的預期一致。對于城市商業銀行，現金薪酬與短期貸款(sloan)及中長期貸款(lloan)前的系數雖然都為正，但都沒有通過相應的顯著性檢驗，這說明現金薪酬對城市商業銀行的短期貸款和中長期貸款都沒有顯著影響。

與我們的預期一致，股權薪酬對兩類銀行貸款產生不同的激勵作用。在表6中，對于國有及股份制銀行，股權薪酬(stock)與短期貸款(sloan)及中長期貸款(lloan)前的系數都未通過顯著性檢驗；而在城市商業銀行中，股權薪酬(stock)與短期貸款(sloan)前的系數顯著為正，與中長期貸款(lloan)前的系數雖然為正，但是并未通過相應的顯著性檢驗。這說明，在國有及股份制商業銀行中，股權激勵并不能對其高管產生激勵作用；但對于城市商業銀行，股權薪酬能激勵高管的短期行為，顯著地促進銀行短期貸款的增加。

在薪酬激勵對銀行貸款質量的影響上，國有及股份制銀行與城商行之間也同樣存在明顯的差異。由表7可知，現金薪酬(pay)對國有及股份制商業銀行與城市商業銀行不良貸款率(npl) 均無顯著影響；在股權激勵(stock)的效果上，國有及股份制商業銀行管理層持股與其不良貸款率前系數雖然為正，但是并沒有通過相應的顯著性檢驗，而城市商業銀行管理層持股卻顯著地降低了城商行的不良貸款率。

表5　子樣本銀行現金薪酬對貸款期限回歸結果

注：自變量后的-1表示滯后一期；***、**、*分別表示1%、5%、10%水平下顯著；括號中表示經過異方差穩健性調整后的T統計量。

表6　子樣本銀行股權薪酬對貸款期限回歸結果

(續上表)

變量國有及股份制商業銀行sloan(1)sloan(2)lloan(3)lloan(4)城市商業銀行sloan(5)sloan(6)lloan(7)lloan(8)capital(-1)0.182-1.117***0.1660.354(0.37)(-2.77)(0.25)(0.45)share(-1)0.086**0.0320.5870.747(2.13)(0.83)(0.51)(0.97)gov(-1)-0.133***0.0020.0050.087(-5.06)(0.11)(0.06)(0.90)obs7272727236363636R20.4790.5450.3400.4840.3610.4070.4210.481

注：自變量后的-1表示滯后一期；***、**、*分別表示1%、5%、10%水平下顯著；括號中表示經過異方差穩健性調整后的T統計量。

表7　子樣本銀行高管薪酬對貸款質量回歸結果

注：自變量后的-1表示滯后一期；***、**、*分別表示1%、5%、10%水平下顯著；括號中表示經過異方差穩健性調整后的T統計量。

之所以現金薪酬與股權薪酬對不同類型銀行貸款行為產生完全不同的激勵效果，我們認為，主要是由銀行管理層薪酬構成的差異引起的。在我們的樣本中，國有及股份制銀行管理層持有股票份額比較小，人均持有1.53萬股，平均持股比例僅為0.00061%；但城商行高管普遍持有較大份額的股票，人均持股數為134.49萬股，平均持股比例達0.43%。因此，對于國有及股份制商業銀行，其高管的主要收入來源是銀行支付的現金薪酬，而現金薪酬主要起到短期激勵效果，激勵銀行高管把更多的資產配置在短期貸款上。但在城商行高管的薪酬構成中，其持有股票的價值是其收入來源的一個重要組成部分，甚至已成為城商行高管最重要的收入來源。年報數據顯示，寧波銀行董事長陸華裕2009年減持股票數量為100萬股，按當時的價格計算，其減持股票所得收入超過了1100萬元，是其當年現金薪酬的6.24倍。因此，與國有及股份制商業銀行相反，真正對城商行高管產生激勵作用的不是現金薪酬，而是股權薪酬。但在中國金融市場非有效(Hall和Murphy，2003)[25]、城商行董事會獨立性較弱(Bebchuk et al., 2002)[26]的情況下，城商行高管仍然關注的是短期業績，通過短期業績來提高股票價格從而使自己獲利。在城商行高管持有股票份額較大，個人投資組合變得更加集中的情況下，其收入受股票價格波動的影響也較大。出于自利及規避風險的需要，理性的城商行高管采取更加穩健的貸款策略，從而城商行高管持股能顯著降低銀行的不良貸款率。

(三)穩健性檢驗

除了在上文的實證中，通過依次加入控制變量表明上述回歸結果穩健外，本文還進一步從以下兩個方面進行穩健性檢驗*考慮到簡潔性及篇幅，穩健性檢驗結果不再報告，如有興趣可向作者索取。：

1.考慮到本文樣本較少，回歸結果可能產生偏誤，本文采用自助法(bootstrap)對樣本進行自助抽樣，得到bootstrap穩健標準差，主要結論仍與上文一致。

2.為了控制年度間差異對計量結果產生的影響，本文進一步添加了時間虛擬變量重新進行回歸，主要結論也與上文結論基本一致。

五結論

本文從資產配置的角度檢驗了中國銀行業高管薪酬激勵的有效性。總體上，中國銀行業目前的薪酬設置更多的導致了高管的短期行為，現金薪酬和股權薪酬都能激勵銀行高管把更多資產配置在短期貸款上。為了控制銀行經營風險，銀監會對銀行高管績效薪酬制定了延期追索、扣回機制，但本文的實證研究發現，該機制并沒有對銀行高管起到實質性約束作用，現金薪酬并不能顯著地降低銀行業不良貸款率；而管理層持股使銀行高管的個人投資組合更加集中，激勵銀行高管采取更加穩健的貸款策略，從而顯著地降低銀行的不良貸款率。

分樣本的回歸結果則表明，不同的薪酬設置方式對不同類型銀行資產配置行為產生不同激勵效果。對于國有及股份制商業銀行，現金激勵的作用主要體現在顯著促進銀行短期貸款的增加，但管理層持股則對高管無明顯的激勵作用。與此相反的是，對于城市商業銀行，只有管理層持股對其高管起到激勵作用，除了能顯著促進城商行在短期貸款上的配置外，還能有效地降低城商行的不良貸款率。

本文的實證結論也表明，對于中國銀行業的薪酬改革，并不能一味地進行“限高”，更重要的是要在薪酬設計中建立起與其業績及風險暴露相適應的薪酬激勵體系。目前中國銀行業高管薪酬設計中，主要以現金激勵為主，這會導致銀行高管的短視行為，不利于中國銀行業長期穩健發展。因此，應加大銀行管理層持股的比例，盡快真正建立起高管的長期激勵機制。同時，也要規范金融市場，完善銀行公司治理機制，否則，股權薪酬可能轉而成為高管逃避監管、進行制度套利的工具。

[參考文獻]

[1] Jensen, M. C., Murphy, K. J.. CEO Incentives: It’s not How Much You Pay, But How[J].HarvardBusinessReview, 1990, 68(3): 138-153.

[2] Barro, J. R., Barro, R. J.. Pay, Performance and Turnover of Bank CEOs[J].JournalofLaborEconomics, 1990, 8(4): 448-481.

[3] Hubbard, R. G., Palia, D.. Executive Pay and Performance: Evidence from the U.S. Banking Industry[J].JournalofFinancialEconomics, 1995, 39(1): 105-130.

[4] Crawford, A., Ezzell, J., Miles, J.. Bank CEO Pay-performance Relations and the Effects of Deregulation[J].JournalofBusiness, 1995, 68(2): 231-256.

[5] DeYoung, R., Spong, K., Sullivan, R.. Who’s Minding the Store? Motivating and Monitoring Hired Managers at Small, Closely Held Commercial Banks[J].JournalofBankingandFinance, 2001, 25(7): 1209-1243.

[6] John, K., Mehran, H., Qian, Y.. Outside Monitoring and CEO Compensation in the Banking Industry[J].JournalofCorporateFinance, 2010, 16(4): 383-399.

[7] Wagster, J. D.. Wealth and Risk Effects of Adopting Deposit Insurance in Canada: Evidence of Risk Shifting by Banks and Trust Companies[J].JournalofMoney,CreditandBanking, 2007, 39(7): 1651-1681.

[8] Houston, J. F., James, C.. CEO Compensation and Bank Risk: Is Compensation in Banking Structured to Promote Risk Taking?[J].JournalofMonetaryEconomics, 1995, 36(2): 405-431.

[9] Saunders, A., Strock, F., Travlos, N.. Ownership Structure, Deregulation and Bank Risk-taking[J].JournalofFinance, 1990, 45(2): 643-654.

[10] Mullins, H.. The Management Reward Structure and Risk-taking Behavior of U.S. Commercial Banks[R]. Working Paper, University of Oregon, 1992.

[11] DeYoung, R., Peng, E. Y., Yan, M.. Executive Compensation and Business Policy Choices at US Commercial Banks[J].JournalofFinancialandQuantitativeAnalysis, 2013, 48(1): 1-47.

[12] Chen, J. R., Steiner, T. L., Whyte, A. M.. Risk-taking Behavior and Management Ownership in Depository Institutions[J].JournalofFinancialResearch, 1998, 21(1): 1-16.

[13] Laeven, L., Levine, R.. Corporate Government, Regulation, and Bank Risk Taking[J].JournalofFinanceEconomics, 2009, 93(2): 259-275.

[14] Chen C. R., Steiner, T. L., Whyte, A. M.. Does Stock Option-based Executive Compensation Induce Risk-taking? An Analysis of the Banking Industry[J].JournalofBankingandFinance, 2006, 30(3): 915-945.

[15] Anderson, R. C., Fraser, D. R.. Corporate Control, Bank Risk Taking, and the Health of the Banking Industry[J].JournalofBankingandFinance, 2000, 24(8): 1383-1398.

[16] 陳學彬. 中國商業銀行薪酬激勵機制分析[J]. 金融研究, 2005, (7): 76-94.

[17] 蔣海, 朱滔, 李東輝. 監管、多重代理與商業銀行治理的最優激勵契約設計[J]. 經濟研究, 2010, (4): 40-53.

[18] 宋清華, 曲良波. 高管薪酬、風險承擔與銀行績效: 中國的經驗證據[J]. 國際金融研究, 2011, (12): 69-79.

[19] 洪正, 郭培俊. 努力不足、過度冒險與金融高管薪酬激勵[J]. 經濟學(季刊), 2012, 11(4): 1427-1454.

[20] 張敏, 劉顓, 張雯. 關聯貸款與商業銀行的薪酬契約: 基于我國商業銀行的經驗證據[J]. 金融研究, 2012, (5): 108-121.

[21] Bliss, R. T., Rosen, R. J.. CEO Compensation and Bank Mergers[J].JournalofFinancialEconomics, 2001, 61(1): 107-138.

[22] Morck, R., Shleifer, A., Vishny, R. W.. Management Ownership and Market Valuation: An Empirical Analysis[J].JournalofFinancialEconomics, 1998, 20(1): 290-315.

[23] Hanlon, M., Rajgopal, S., Shevlin, T.. Are Executive Stock Options Associated with Future Earning[J].JournalofAccountingandEconomics, 2003, 36(1-3): 3-43.

[24] Jensen, M. C., Meckling, W. H.. Theory of the Firm: Managerial Behavior Agency Cost and Ownership Structure[J].JournalofFinancialEconomics, 1976, 3(4): 305-360.

[25] Hall, B. J., Murphy, K. J.. The Trouble with Stock Options[J].JournalofEconomicPerspectives, 2003, 17(3): 49-70.

[26] Bebchuk, L., Fried, J. M., Walker, D. I.. Managerial Power and Rent Extraction in the Design of Executive Compensation[J].TheUniversityofChicagoLawReview, 2002, 69(3): 751-846.

[27] 劉元, 邱小秋, 馮燕. 職工持股制度及其在城市商業銀行中的運用[J]. 中國金融, 2005, (12): 38-40.

[28] Demsetz, H., Lehn, K.. The Structure of Corporate Ownership: Cause and Consequences[J].JournalofPoliticalEconomy, 1985, 93(6): 1155-1177.

[29] Smith, C. W., Stulz, R. M.. The Determinants of Firm’s Hedging Policies[J].JournalofFinancialandQuantitativeAnalysis, 1985, 20(4): 443-457.

[30] Gorton, G., Rosen, R.. Corporate Control, Portfolio Choice, and Decline of Banking[J].JournalofFinance, 1995, 50(5): 1377-1420.

[31] 吳瑋. 資本約束對商業銀行資產配置行為的影響: 基于175家商業銀行數據的經驗研究[J]. 金融研究, 2011, (4): 65-81.

[32] Furfine, C.. Bank Portfolio Allocation: The Impact of Capital Requirements, Regulatory Monitoring, and Economic Conditions[J].JournalofFinancialServicesResearch, 2001, 20(1): 33-56.

[33] 劉斌. 資本充足率對我國貸款和經濟影響的實證研究[J]. 金融研究, 2005, (11): 18-30.

[34] 錢先航, 曹廷求, 李維安. 晉升壓力、官員任期與城市商業銀行貸款行為[J]. 經濟研究, 2011, (12): 72-83.

[35] 魏剛. 高級管理層激勵與上市公司經營績效[J]. 經濟研究, 2000, (3): 32-41.

[責任編輯：鄭筱婷]

[DOI]10.14007/j.cnki.cjpl.2016.01.009

[引用方式]喻微鋒. 高管薪酬對中國銀行業資產配置行為的影響[J]. 產經評論, 2016, 7(1): 111-125.

The Impact of Executive Compensation on the Asset Allocation of Chinese Banks

YU Wei-feng

Abstract:This paper investigates the association between executives compensation and asset allocation in Chinese banks using a panel data ranging from 2007 to 2012. Both cash and equity compensation increase banks’ proportion of short-term loans. Equity compensation also reduces non-performing loans. Incentives effects vary: the effect of cash compensation concentrates is significent only in state-owned banks and shareholding commercial banks, while equity compensation, i.e., increases short-term loans and reduces non-performing loans only in city banks.

Key words:banking industry; management compensation; compensation incentive effcet; asset allocation; loan quality

[中圖分類號]F832.33

[文獻標識碼]A

[文章編號]1674-8298(2016)01-0111-15

[作者簡介]喻微鋒，金融學博士，貴州財經大學金融學院副教授，主要研究方向為商業銀行。

[基金項目]2015年貴州財經大學引進人才科研項目。

[收稿日期]2015-10-13