* size + b7 * risk + b8 * debt rati

* size + b7 * risk + b8 * debt ratio + uit + it ,
where size is measured by the firm’s market value of equity, and risk is measured by the variance of the equity value changes, that is, the square of market value of equity multiplied by stock return volatility over the year. In the above specification, a
negative b2 implies that pay-performance sensitivity decreases with firm size; a negative b3 implies that the sensitivity decreases with firm risk, and so on.
Results of the multiple regressions for both measures of compensation are presented in Table 6. For both measures, pay-performance sensitivity decreases in the debt ratio with a significantly negative coefficient b4. This result also holds when
we exclude 1999. It is consistent with hypothesis 1, which
predicts a negative relationship between pay-performance sensitivity and leverage. This is a central result that seems to be at the core of explaining the difference in pay-performance sensitivity between banks and manufacturing firms. As demonstrated in Table 5, one of the most significant differences between banks and manufacturing firms is leverage: significantly higher leverage seems to be the driving factor that determines lower pay-performance sensitivity.
A second important determinant of pay-performance sensitivity is firm size. For both measures of compensation, the
coefficient b2 is negative, although it is significant only for W2. This result is consistent with hypothesis 3. The inverse relationship between firm size and pay-performance sensitivity
also has the potential to explain banks’ lower pay-performance sensitivity. As is evident from Table 5, banks in our sample are significantly larger than manufacturing firms. Correspond- ingly, the pay-performance sensitivity is significantly lower.
To check whether regulation also plays a role in lowering the pay-performance sensitivity of banks, we ran a regression with a sample consisting of banks, manufacturing firms, and utilities, which are also regulated. In the regression, we added a dummy for regulated firms (banks and utilities) and estimated the coefficient on the cross term of the regulation dummy and the change in shareholder value. We found that the coefficient is negative for both measures of compensation, but insignificant.
Table 5
Summary Statistics: Banks Versus Manufacturing Firms

Banks Manufacturing Firms Difference t-statistics
Variable (1) (2) (3)=(1)-(2) (4)
Panel A: Firm characteristics
Size 8,023 5,848 2,174 3.76
Risk 112,617 273,256 -147,000 -2.50
Capital ratio (percent) 17 67 -51 -121.13
Debt ratio (percent) 83 33 51 121.13

Panel B: Compensation features

Salary 664 568 96 9.03
Bonus 972 584 388 6.87
Other cash compensation 283 211 77 2.04
Option grants 1,721 1,894 -173 -0.84
Restricted stock grants 577 222 355 3.6
Direct compensation 4,221 3,483 738 2.54
Value change of option holdings 3,198 3,338 -140 -0.17
Profits from exercising options 1,184 1,640 -456 -2.68
Value change of restricted stocks 500 11 489 2.01
Equity holdings (percent) 1.38 3.04 -1.66 -8.61
Value change of equity holdings 15,515 15,573 -58 -0.01
Value change of option holdings 20,168 19,172 996 0.16

Kết quả (Việt) 1:

* Kích thước + b7 * rủi ro + b8 * tỷ lệ nợ + Truong DH CNTT, it,nơi kích thước được đo bằng giá trị thị trường của công ty cổ phần, và nguy cơ được đo bằng các phương sai thay đổi giá trị vốn chủ sở hữu, có nghĩa là, các hình vuông của thị trường giá trị của vốn chủ sở hữu nhân với biến động chứng khoán trở lại trong năm. Đặc điểm kỹ thuật trên, mộtphủ định b2 ngụ ý rằng sự nhạy cảm hiệu suất trả giảm theo kích thước công ty; b3 tiêu cực ngụ ý rằng sự nhạy cảm giảm theo công ty rủi ro, và như vậy.Kết quả của regressions nhiều cho cả hai biện pháp bồi thường được trình bày trong bảng 6. Cho cả hai biện pháp này, sự nhạy cảm hiệu suất trả giảm tỷ lệ nợ với b4 tiêu cực đáng kể hệ số. Kết quả này cũng giữ khichúng tôi loại trừ năm 1999. Đó là phù hợp với giả thuyết 1, màtiên đoán một mối quan hệ tiêu cực giữa sự nhạy cảm hiệu suất trả và đòn bẩy. Đây là một kết quả miền trung có vẻ là lúc cốt lõi của giải thích sự khác biệt trong hiệu suất trả nhạy cảm giữa ngân hàng và các công ty sản xuất. Như thể hiện trong bảng 5, một trong những khác biệt quan trọng nhất giữa ngân hàng và các công ty sản xuất là đòn bẩy: đáng kể các đòn bẩy cao dường như là yếu tố lái xe quyết định thấp hơn hiệu suất trả nhạy cảm.Một quyết định quan trọng thứ hai của sự nhạy cảm hiệu suất trả là công ty kích thước. Cho cả hai biện pháp bồi thường, cácHệ số b2 là tiêu cực, mặc dù nó là đáng kể chỉ dành cho W2. Kết quả này là phù hợp với giả thuyết 3. Mối quan hệ nghịch đảo giữa công ty kích thước và sự nhạy cảm hiệu suất trảcũng có khả năng giải thích sự nhạy cảm hiệu suất trả thấp hơn ngân hàng. Như là điều hiển nhiên từ bảng 5, các ngân hàng trong mẫu của chúng tôi là lớn hơn đáng kể so với sản xuất công ty. Tương ứng - ingly, sự nhạy cảm hiệu suất phải trả là thấp hơn đáng kể.Để kiểm tra cho dù quy định cũng đóng một vai trò trong việc làm giảm sự nhạy cảm hiệu suất trả tiền của ngân hàng, chúng tôi chạy một hồi quy với một mẫu bao gồm ngân hàng, công ty sản xuất, và các tiện ích, mà cũng được quy định. Trong các hồi quy, chúng tôi thêm vào một giả cho các công ty quy định (ngân hàng và các tiện ích) và ước tính hệ số trên thuật ngữ chéo của dummy quy định và những thay đổi trong giá trị cổ đông. Chúng tôi thấy rằng các hệ số là tiêu cực đối với cả hai biện pháp bồi thường, nhưng không đáng kể.Bảng 5Tóm tắt các số liệu thống kê: Ngân hàng so với sản xuất công ty Các công ty sản xuất ngân hàng có sự khác biệt t-thống kêBiến (1) (2) (3)=(1)-(2) (4)Bảng A: đặc điểm công ty Kích thước 8,023 5,848 2.174 3.76Nguy cơ 112,617 273,256-147,000-2.50Vốn đầu tư tỷ lệ (%) 17 67-51-121.13Tỷ lệ nợ (phần trăm) 83 33 51 121.13Bảng B: bồi thường tính năngLương 664 568 96 9,03Tiền thưởng 972 584 388 6.87Bồi thường tiền mặt khác 283 211 77 2,04Tùy chọn cấp 1.721 1,894-173-0.84Cổ phiếu bị hạn chế cấp 577 222 355 3.6Trực tiếp bồi thường 4,221 3.483 người 2,54 738Giá trị thay đổi tùy chọn holdings 3.198 3,338-140-0.17Lợi nhuận thực hiện tùy chọn 1.184 1.640-456-2.68Giá trị thay đổi của cổ phiếu bị hạn chế 500 11 489 2.01Cổ phiếu vốn chủ sở hữu (%) 1.38 3,04-1.66-8.61Giá trị thay đổi của vốn chủ sở hữu cổ phần 15,515 15,573-58-0.01Giá trị thay đổi tùy chọn cổ phần 20.168 19,172 996 0,16

Kết quả (Việt) 2:

* Kích thước + b7 * rủi ro + b8 * Tỷ lệ nợ + UIT + it,
trong đó kích thước được đo bằng giá trị thị trường của công ty cổ phần, và rủi ro được đo bằng phương sai của các giá trị thay đổi vốn chủ sở hữu, đó là, các hình vuông của giá trị thị trường vốn chủ sở hữu nhân với biến động chứng khoán trở lại trong năm. Trong đặc tả ở trên, một
b2 tiêu cực có nghĩa là nhạy lương Hiệu giảm theo quy mô doanh nghiệp; một b3 âm hàm ý rằng sự nhạy cảm với rủi ro giảm vững chắc, và như vậy.
Kết quả của nhiều hồi quy cho cả hai biện pháp bồi thường được thể hiện trong Bảng 6. Đối với cả hai biện pháp, độ nhạy trả Hiệu giảm trong tỷ lệ nợ với một hệ số tiêu cực đáng kể b4. Kết quả này cũng đúng khi
chúng ta loại trừ năm 1999. Nó là phù hợp với giả thuyết 1,
dự đoán một mối quan hệ tiêu cực giữa độ nhạy lương Hiệu và đòn bẩy. Đây là một kết quả trung tâm điều đó dường như là điểm mấu chốt trong việc giải thích sự khác biệt về độ nhạy pay-hiệu suất giữa các ngân hàng và các công ty sản xuất. Như đã trình bày ở bảng 5, một trong những khác biệt lớn nhất giữa các ngân hàng và các công ty sản xuất là đòn bẩy: đòn bẩy cao hơn đáng kể có vẻ là yếu tố lái xe xác định thấp hơn độ nhạy lương Hiệu.
Một yếu tố quyết định quan trọng thứ hai của sự nhạy cảm pay-hiệu quả là quy mô doanh nghiệp. Đối với cả hai biện pháp bồi thường,
b2 hệ số là tiêu cực, mặc dù nó chỉ có ý nghĩa đối với W2. Kết quả này phù hợp với giả thuyết 3. Mối quan hệ nghịch đảo giữa quy mô doanh nghiệp và nhạy trả Hiệu
cũng có khả năng để giải thích dưới nhạy lương Hiệu ngân hàng. Như là hiển nhiên từ bảng 5, các ngân hàng trong mẫu của chúng tôi là lớn hơn so với doanh nghiệp sản xuất đáng kể. Correspond- ingly, độ nhạy pay-hiệu suất là thấp hơn đáng kể.
Để kiểm tra xem quy định cũng đóng một vai trò trong việc làm giảm độ nhạy cảm pay-hiệu suất của các ngân hàng, chúng tôi chạy một hồi quy với một mẫu bao gồm các ngân hàng, các công ty sản xuất, và các tiện ích, trong đó có cũng quy định. Trong hồi quy, chúng tôi đã thêm một giả cho các công ty quy định (các ngân hàng và các tiện ích) và ước tính các hệ số về thời hạn ngang của giả quy định và sự thay đổi trong giá trị cổ đông. Chúng tôi thấy rằng các hệ số là tiêu cực cho cả hai biện pháp bồi thường, nhưng không đáng kể.
Bảng 5
Tóm tắt thống kê: Các ngân hàng so với các hãng sản xuất

ngân hàng các hãng sản xuất khác biệt t-thống kê
biến (1) (2) (3) = (1) - (2) (4)
Hình A: đặc điểm Firm
Kích 8023 5848 2174 3,76
rủi ro 112.617 273.256 -147.000 -2,50
tỷ lệ vốn góp (phần trăm) 17 67 -51 -121,13
tỷ lệ nợ (phần trăm) 83 33 51 121,13

hình B: tính năng bù

lương 664 568 96 9,03
bonus 972 584 388 6.87
khác bồi thường bằng tiền mặt 283 211 77 2.04
tùy chọn cấp 1.721 1.894 -173 -0.84
cổ phiếu bị hạn chế cấp 577 222 355 3.6
trực tiếp bồi thường 4221 3483 738 2.54
thay đổi giá trị của tùy chọn nắm giữ 3198 3338 -140 -0,17
Lợi nhuận từ các tùy chọn thực hiện 1.184 1.640 -456 -2,68
Giá trị thay đổi của cổ phiếu bị hạn chế 500 11 489 2.01
vốn chủ sở hữu cổ phần (phần trăm) 1,38 3,04 -1,66 -8,61
thay đổi giá trị của các cổ phần vốn chủ sở hữu 15.515 15.573 -58 -0.01
Giá trị thay đổi tùy chọn nắm giữ 20.168 19.172 996 0.16