風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)能降低公司風(fēng)險(xiǎn)嗎？

逯 東 池 毅 納超洪

(1.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，四川 成都611130；2.云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，云南 昆明650221)

一、引言

當(dāng)前，在宏觀經(jīng)濟(jì)增速下滑和“去杠桿”的背景下，中國(guó)上市公司屢屢出現(xiàn)業(yè)績(jī)嚴(yán)重下滑及信用違約事件，導(dǎo)致股價(jià)崩盤時(shí)有發(fā)生。因此，有效防控風(fēng)險(xiǎn)已成為企業(yè)完善自身治理結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵。董事會(huì)結(jié)構(gòu)是公司治理結(jié)構(gòu)中最為重要的制度安排，通常包括審計(jì)委員會(huì)、戰(zhàn)略委員會(huì)、提名委員會(huì)、薪酬與考核委員會(huì)。在具體實(shí)踐中，部分公司為更好地防控風(fēng)險(xiǎn)，還會(huì)在董事會(huì)中專門設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)。風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)是公司風(fēng)險(xiǎn)管理的最高決策層，其職責(zé)主要包括：對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)管理負(fù)有監(jiān)管責(zé)任，審核重大風(fēng)險(xiǎn)處置方案和年度風(fēng)險(xiǎn)管理報(bào)告，建設(shè)風(fēng)險(xiǎn)管理組織機(jī)構(gòu)及其風(fēng)險(xiǎn)管理體系，并制定全面風(fēng)險(xiǎn)管理制度和風(fēng)險(xiǎn)管理流程。從中國(guó)的實(shí)際情況來看，現(xiàn)階段大多數(shù)企業(yè)并未設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)。究其原因，是風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)無助于降低公司風(fēng)險(xiǎn)，還是另有他因，現(xiàn)有文獻(xiàn)并未對(duì)此展開深入探討。

從監(jiān)管的角度看，目前尚無專門針對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的規(guī)范性文件，僅在2006年國(guó)務(wù)院國(guó)有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會(huì)印發(fā)的《中央企業(yè)全面風(fēng)險(xiǎn)管理指引》(國(guó)資發(fā)改革〔2006〕108號(hào))中，鼓勵(lì)具備條件的企業(yè)可在董事會(huì)下設(shè)風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)，同時(shí)明確了風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的主要職責(zé)。從理論研究的角度看，已有關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的探討大多是基于成熟市場(chǎng)展開的，國(guó)內(nèi)研究較為匱乏；并且，對(duì)于設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)是否有效，國(guó)外研究也未達(dá)成一致性結(jié)論。部分研究發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)能夠通過事前風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)(Dobler，2008；Subramaniam et al.，2009)、事中風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)測(cè)(Choi et al.，2007)以及事后風(fēng)險(xiǎn)總結(jié)(Elamer et al.，2020；Ng et al.,2012)等措施對(duì)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行管控。也有研究認(rèn)為，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)可以就公司面臨的關(guān)鍵風(fēng)險(xiǎn)事項(xiàng)與董事會(huì)溝通，并向董事會(huì)提出風(fēng)險(xiǎn)管理建議(Tao et al.，2012；Brown et al.，2009)，從而促使企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)能力進(jìn)一步提升。但還有部分研究結(jié)論顯示，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)不僅無助于化解企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，反而還會(huì)增加企業(yè)費(fèi)用(Aebi et al.，2012)，并且風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)的過度規(guī)避，還可能會(huì)損害公司績(jī)效(Elamer et al.，2018)。

基于上述分析，本文選取2006—2015年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，實(shí)證分析風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)的影響及其作用機(jī)制。較之已有研究，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在三個(gè)方面：第一，豐富和拓展了董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)有效性方面的研究。以往文獻(xiàn)從多個(gè)視角考察了董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)的影響，比如獨(dú)立董事(梁權(quán)熙 等，2016)、董事會(huì)內(nèi)部特征(梁上坤 等，2020)等，但很少有研究立足中國(guó)的制度背景來深入探討風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的風(fēng)險(xiǎn)治理效果。第二，揭示了風(fēng)險(xiǎn)管理委員降低公司風(fēng)險(xiǎn)的具體作用路徑，即風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)可以通過抑制公司戰(zhàn)略激進(jìn)度，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)的有效管控。第三，為公司設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的必要性以及科學(xué)配備風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的內(nèi)部人員提供了重要的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)是指企業(yè)收益或者成本的不確定性(謝志華，2007)。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，圍繞企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)研究主要涉及三個(gè)層面：一是宏觀層面風(fēng)險(xiǎn)。比如，卜林等(2015)、Adams et al.(2014)發(fā)現(xiàn)企業(yè)面臨的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)存在傳染效應(yīng)和溢出效應(yīng)，這可能會(huì)導(dǎo)致風(fēng)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)的實(shí)際影響被低估。二是中觀層面風(fēng)險(xiǎn)。比如，金融行業(yè)存在著較為突出的不良資產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)(童中文 等，2018；Allen et al.，2000)；房地產(chǎn)行業(yè)具有類金融屬性，杠桿率較高，資本損失概率較大，風(fēng)險(xiǎn)較高；傳統(tǒng)制造業(yè)行業(yè)面臨著轉(zhuǎn)型升級(jí)引發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)(孔偉杰，2012)。三是微觀層面風(fēng)險(xiǎn)。比如，企業(yè)債務(wù)融資風(fēng)險(xiǎn)(謝盛紋 等，2018)、成本粘性帶來的風(fēng)險(xiǎn)(謝獲寶 等，2017)以及企業(yè)不當(dāng)戰(zhàn)略行為導(dǎo)致的戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)(袁德利 等，2018)等。無論是宏觀層面、中觀層面還是微觀層面的風(fēng)險(xiǎn)，都可能會(huì)嚴(yán)重危及公司的生存和發(fā)展，因此風(fēng)險(xiǎn)管理被認(rèn)為是公司治理的支柱(謝志華，2007)。從公司治理頂層設(shè)計(jì)來看，董事會(huì)是風(fēng)險(xiǎn)管理的最高決策層。但是，相關(guān)研究表明，公司董事會(huì)缺乏完整的風(fēng)險(xiǎn)管理體系，存在風(fēng)險(xiǎn)管理機(jī)構(gòu)設(shè)置空缺、風(fēng)險(xiǎn)管理執(zhí)行力不足等一系列問題，在風(fēng)險(xiǎn)管理方面發(fā)揮的功效較為有限(袁琳 等，2011)。針對(duì)于此，有研究指出，在董事會(huì)內(nèi)部設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理專業(yè)委員會(huì)可能是提高董事會(huì)履職效率的有效途徑之一(Ling Liew et al.，2011)。

在公司治理實(shí)踐中，大多數(shù)公司主要是通過董事會(huì)下設(shè)立審計(jì)委員會(huì)來承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)管理職能。然而，現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為，審計(jì)委員會(huì)并不能有效監(jiān)控公司風(fēng)險(xiǎn)。Field et al.(2013)認(rèn)為，缺乏充足的時(shí)間保障以及必備的專業(yè)技能，是造成審計(jì)委員會(huì)不能較好地完成企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工作的重要原因。Amoozegar et al.(2017)發(fā)現(xiàn)，審計(jì)委員會(huì)承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)管理職能會(huì)導(dǎo)致其負(fù)擔(dān)過度，進(jìn)而降低風(fēng)險(xiǎn)管理的效果。曾雪云等(2016)指出，中國(guó)上市公司審計(jì)委員會(huì)的履職質(zhì)量普遍堪憂。因此，設(shè)置獨(dú)立于審計(jì)委員會(huì)的風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)顯得尤為必要和迫切。國(guó)外學(xué)者的相關(guān)研究證實(shí)，成立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)是公司風(fēng)險(xiǎn)管理的最佳實(shí)踐(Yatim，2010；Subramaniam et al.，2009)，反映了企業(yè)擁有強(qiáng)烈的憂患意識(shí)(Hermanson，2003)，對(duì)于完善公司風(fēng)險(xiǎn)管理體系、制定公司風(fēng)險(xiǎn)管理戰(zhàn)略具有重要影響(Subramaniam et al.，2009；Dobler，2008)，能夠顯著提升公司的風(fēng)險(xiǎn)防御水平，實(shí)現(xiàn)對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)的有效管控(Ruigrok et al.，2006)。

有效識(shí)別公司風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的深層原因是提升公司風(fēng)險(xiǎn)治理效果的前提和關(guān)鍵。已有研究明確指出，公司代理問題導(dǎo)致的管理層機(jī)會(huì)主義行為以及公司與投資者之間的信息不對(duì)稱是誘發(fā)公司風(fēng)險(xiǎn)的重要因素(葉康濤 等，2015；梁上坤 等，2020)。有研究指出，管理層出于獲取更高的激勵(lì)薪酬或職位晉升等目的，往往存在隱藏公司負(fù)面消息的動(dòng)機(jī)，當(dāng)不斷積累的負(fù)面消息瞬間釋放時(shí)，可能會(huì)導(dǎo)致公司股價(jià)崩盤(Jin et al.，2006；江軒宇，2013)。還有研究認(rèn)為，由于投資者很難全面掌握公司的真實(shí)經(jīng)營(yíng)情況，這種信息不對(duì)稱可能會(huì)阻礙投資者與公司之間的合作，從而導(dǎo)致公司陷入系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)(方紅星 等，2015)。因此，加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)督以及降低公司與投資者的信息不對(duì)稱，一定程度上有助于緩解公司風(fēng)險(xiǎn)(葉康濤 等，2015；梁上坤 等，2020；周蕾 等，2020)。本文認(rèn)為，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)在監(jiān)督管理層以及緩解企業(yè)信息不對(duì)稱等方面發(fā)揮重要作用。一方面，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)通過建立全面風(fēng)險(xiǎn)管理體系或設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理部門對(duì)管理層的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)進(jìn)行全過程的風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)控，能夠有效降低管理層機(jī)會(huì)主義行為。另一方面，在具體的風(fēng)險(xiǎn)管理過程中，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)可以結(jié)合企業(yè)面臨的內(nèi)外形勢(shì)，對(duì)企業(yè)現(xiàn)有風(fēng)險(xiǎn)及未來中長(zhǎng)期風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行科學(xué)研判，在此基礎(chǔ)上形成的風(fēng)險(xiǎn)管理報(bào)告，能夠加深投資者對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)狀況的了解，從而有效降低企業(yè)與投資者之間的信息不對(duì)稱?；谏鲜龇治?，本文提出：

假設(shè)1：風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)能夠顯著降低公司風(fēng)險(xiǎn)。

通常，在市場(chǎng)化水平不同的地區(qū)，企業(yè)面臨的管理層機(jī)會(huì)主義行為以及信息不對(duì)稱程度也不同，進(jìn)而使得風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的風(fēng)險(xiǎn)治理效果存在一定差異。具體而言，相較于市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)，一方面，市場(chǎng)化程度較低的地區(qū)法治化水平相對(duì)較差，公司治理水平整體不高，管理層進(jìn)行過度投資以獲取私人利益等機(jī)會(huì)主義行為更為嚴(yán)重(楊興全 等，2014)；另一方面，由于市場(chǎng)化程度較低地區(qū)的企業(yè)信息披露的意愿以及內(nèi)容的可信度較低，企業(yè)與外部投資者之間的信息不對(duì)稱程度較高(李慧云 等，2016)。由此，我們推斷，地區(qū)市場(chǎng)化水平較低地區(qū)的企業(yè)可能存在更高的風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的風(fēng)險(xiǎn)治理效果可能更明顯?；谏鲜龇治觯疚奶岢觯?/p>

假設(shè)2：風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)降低公司風(fēng)險(xiǎn)的效果在市場(chǎng)化程度較低地區(qū)更加明顯。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2006—2015年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本。根據(jù)本文研究目的和已有研究慣例，我們剔除了金融行業(yè)以及數(shù)據(jù)不全的樣本，最終得到樣本15481個(gè)。其中，公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)來自Wind數(shù)據(jù)庫，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)、風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)特征以及其他控制變量的數(shù)據(jù)根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫進(jìn)行整理而得。為消除極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下5% Winsorize處理。

(二)主要變量定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為公司風(fēng)險(xiǎn)(Risk)。具體地，我們分別采用財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)衡量公司風(fēng)險(xiǎn)。

對(duì)于財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)而言，現(xiàn)有研究主要基于市場(chǎng)數(shù)據(jù)加以衡量，比如貝塔系數(shù)、股票收益波動(dòng)等。但也有研究指出，由于中國(guó)證券市場(chǎng)還不完善，股票收益波動(dòng)并不能很好地反映企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，基于市場(chǎng)數(shù)據(jù)衡量財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的方法可能并不適合中國(guó)上市公司(于富生 等，2008；袁曉波，2010)。事實(shí)上，企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)很難用單一指標(biāo)準(zhǔn)確衡量。Altman提出的Z_score指數(shù)包含企業(yè)營(yíng)運(yùn)資金、留存收益、息稅前利潤(rùn)、股票總市值、銷售收入、資產(chǎn)總額等信息，該指數(shù)綜合性較強(qiáng)，可能更符合新興資本市場(chǎng)環(huán)境下上市公司的財(cái)務(wù)狀況(黃賢環(huán) 等，2018)。因此，本文選用Z_score模型計(jì)算的Z值來衡量公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。該指標(biāo)值越小，說明企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越大。

對(duì)于市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)而言，本文借鑒許年行等(2012)以及逯東等(2016)的做法，采用股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)加以衡量。對(duì)公司i每個(gè)季度的日收益率進(jìn)行如下回歸：

Ri,t=b0+b1Rm,t-2+b2Rm,t-1+b3Rm,t+b4Rm,t+1+b5Rm,t+2+εi,t

(1)

其中，Ri,t為股票i第t日考慮現(xiàn)金分紅再投資的收益率，Rm,t為經(jīng)流通市值加權(quán)計(jì)算的第t日市場(chǎng)收益率。

股票i在第t日的特有收益為Wi,t=ln(1+εi,t)，其中，εi,t為模型(1)的殘差。參考許年行等(2012)的研究，本文分別構(gòu)造以下變量：負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)(Ncskew)和收益上下波動(dòng)比率(Duvol)。具體計(jì)算方法見式(2)和式(3)。

(2)

(3)

式(2)中，n為每個(gè)季度股票i的交易天數(shù)。負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)(Ncskew)越大，說明股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越大。在式(3)中，nu(nd)為股票i的日特有收益(Wi,t)大于(小于)季度平均特有收益(Wi)的天數(shù)，Wi為Wi,t的季度平均值。收益上下波動(dòng)比率(Duvol)越大，表明收益率分布更傾向于左偏，股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越大。

2.解釋變量

本文的關(guān)鍵解釋變量為風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)。若公司設(shè)置了風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)，則賦值為1；否則，賦值為0。

3.控制變量

參考方紅星等(2015)、納鵬杰等(2017)的做法，本文選取了以下控制變量：企業(yè)規(guī)模(Size)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、獨(dú)立董事比例(Ind)、董事會(huì)規(guī)模(Boardsize)、經(jīng)營(yíng)性凈現(xiàn)金流(CFO)、第一大股東持股比例(First)、上市公司年齡(Age)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)、審計(jì)委員會(huì)規(guī)模(AuditSize)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、年份(YEAR)。

具體變量說明見表1。

表1 變量說明

(三)模型構(gòu)建

為驗(yàn)證假設(shè)1，即風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)與公司風(fēng)險(xiǎn)(Risk)之間的關(guān)系，本文構(gòu)建模型(4)進(jìn)行檢驗(yàn)。為了降低內(nèi)生性，模型(4)采用控制個(gè)體和時(shí)間雙向固定效應(yīng)的估計(jì)方法，控制不可觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)。同時(shí)，為了緩解面板數(shù)據(jù)可能存在的異方差、截面相關(guān)和序列自相關(guān)問題，本文參考Driscoll et al.(1998)的做法對(duì)標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行了修正。

Riski,t=β0+β1RMCi,t+β2Sizei,t+β3ROAi,t+β4Indi,t+β5Boardsizei,t+

β6CFOi,t+β7Firsti,t+β8Agei,t+β9Growthi,t+β10AuditSizei,t+

β11Levi,t+β12SOEi,t+∑YEAR+εi,t

(4)

為驗(yàn)證假設(shè)2，即地區(qū)市場(chǎng)化水平(LMZ)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)與公司風(fēng)險(xiǎn)(Risk)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文在模型(4)的基礎(chǔ)上引入地區(qū)市場(chǎng)化水平(LMZ)，以及風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)與地區(qū)市場(chǎng)化水平(LMZ)的交互項(xiàng)(RMC×LMZ)，構(gòu)建模型(5)進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，LMZ為地區(qū)市場(chǎng)化水平，本文采用樊綱等(2011)編制的中國(guó)市場(chǎng)化總指數(shù)進(jìn)行度量。具體地，如果樣本公司所在地區(qū)市場(chǎng)化水平低于當(dāng)年市場(chǎng)化水平中位數(shù)，則取取值為1，表示市場(chǎng)化水平較低；否則，取值為0，表示市場(chǎng)化水平較高。對(duì)于模型(5)的估計(jì)方法及其他變量的定義同模型(4)。

Riski,t=b0+b1RMCi,t+b2LMZi,t+b3RMCi,t×LMZi,t+b4Sizei,t+b5ROAi,t+

b6Indi,t+b7Boardsizei,t+b8CFOi,t+b9Firsti,t+b10Agei,t+b11Growthi,t+

b12AuditSizei,t+b13Levi,t+b14SOEi,t+∑YEAR+εi,t

(5)

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表2可見，Z值(Zscore)的均值為0.692，最大值和最小值分別為1.666和0.183，表明樣本企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較高，且企業(yè)間財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)存在較大差異。對(duì)于公司風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)，負(fù)收益偏態(tài)指數(shù)(Ncskew)以及收益率上下波動(dòng)率(Duvol)的均值分別為-0.420和-0.583，表明上市公司面臨較高的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)的均值為0.032，表明樣本中約3.2%的上市公司設(shè)置了風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)。其他指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與現(xiàn)有研究基本一致。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)基準(zhǔn)回歸分析

1.風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)與公司風(fēng)險(xiǎn)

表3報(bào)告了風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)與公司風(fēng)險(xiǎn)之間的回歸結(jié)果。其中，列(1)的被解釋變量為財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)(Zscore)，列(2)和(3)的被解釋變量為市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)(Ncskew、Duvol)。由列(1)可見，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)的估計(jì)系數(shù)為0.112，且在1%的水平上顯著為正，說明設(shè)置風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)有助于降低公司的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)；由列(2)和列(3)可見，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)的估計(jì)系數(shù)分別為-0.092、-0.094，且均在5%的水平上顯著為負(fù)，表明設(shè)置風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)能夠顯著降低公司的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表3 風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)與公司風(fēng)險(xiǎn)

2.地區(qū)市場(chǎng)化水平的調(diào)節(jié)作用

表4報(bào)告了地區(qū)市場(chǎng)化水平對(duì)風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)與公司風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系調(diào)節(jié)作用的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)可見，市場(chǎng)化水平與風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的交互項(xiàng)(LMZ×RMC)的估計(jì)系數(shù)為0.055，且在5%的水平上顯著，表明風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)在市場(chǎng)化較低的地區(qū)降低公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的效果更明顯。由列(2)、(3)可見，市場(chǎng)化水平與風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的交互項(xiàng)(LMZ×RMC)的估計(jì)系數(shù)分別為-0.090、-0.070，且分別在10%、5%的水平上顯著，表明風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)在市場(chǎng)化較低的地區(qū)降低公司市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的效果更強(qiáng)。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表4 地區(qū)市場(chǎng)化水平的調(diào)節(jié)作用

(續(xù)表4)

五、進(jìn)一步研究

(一)作用機(jī)制分析

通常，公司戰(zhàn)略不同，其經(jīng)營(yíng)活動(dòng)特征以及所面臨的風(fēng)險(xiǎn)也表現(xiàn)出較大差異。比如，相對(duì)于穩(wěn)扎穩(wěn)打的漸進(jìn)式戰(zhàn)略，實(shí)施激進(jìn)式戰(zhàn)略的公司更加熱衷于開發(fā)新產(chǎn)品或開拓新市場(chǎng)，因而現(xiàn)金流水平更差，更容易陷入財(cái)務(wù)困境(Ittner et al.，1997；Hambrick，1983；孫健 等，2016；翟淑萍 等，2019)或發(fā)生股價(jià)崩盤(Habib et al.，2017)，未來經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)也更高(Kothari et al.，2002；Higgins et al.，2015；Tang et al.，2011；王化成 等，2017)。風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)作為公司風(fēng)險(xiǎn)管理的最高決策層，主要負(fù)責(zé)制定風(fēng)險(xiǎn)管理戰(zhàn)略(Choi et al.，2007)。通常，在公司戰(zhàn)略的制定過程中，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)會(huì)全面評(píng)估公司戰(zhàn)略與公司風(fēng)險(xiǎn)承受能力的匹配問題，并在必要時(shí)做出合理調(diào)整，以確保風(fēng)險(xiǎn)水平在可控范圍之內(nèi)。基于上述分析，本文推測(cè)風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)主要通過降低公司戰(zhàn)略的激進(jìn)程度來降低公司風(fēng)險(xiǎn)。

為驗(yàn)證上述推斷，本文借鑒Baron et al.(1986)與溫忠麟等(2004)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序進(jìn)行分析。中介效應(yīng)檢驗(yàn)所涉及的模型包含模型(4)、模型(6)以及模型(7)。其中，模型(7)是在模型(4)的基礎(chǔ)上增加了戰(zhàn)略激進(jìn)度(STRA)變量。模型(6)和模型(7)的估計(jì)方法同模型(4)。

STRAi,t=η0+η1RMCi,t+η2Sizei,t+η3ROAi,t+η4Boardsize+η5Lev+

η6SOEi,t+η7Firsti,t+η8Agei,t+η9Growthi,t+η10Duali,t+

η11Tenurei,t+η12CEOAi,t+η13CEOsexuali,t+∑YEAR+εi,t

(6)

Riski,t=θ0+θ1STRAi,t+θ2RMCi,t+θ3Sizei,t+θ4ROAi,t+θ5Indi,t+

θ6Boardsizei,t+θ7CFOi,t+θ8Firsti,t+θ9Growthi,t+θ10Agei,t+

θ11Levi,t+θ12SOEi,t+θ13AuditSizei,t+∑YEAR+εi,t

(7)

模型(6)中，對(duì)于戰(zhàn)略激進(jìn)度(STRA)的衡量，本文參照Bentley et al.(2013)以及孫健等(2016)的做法，依據(jù)以下6個(gè)維度進(jìn)行計(jì)算：研發(fā)支出占銷售收入的比重、員工人數(shù)與銷售收入的比值、銷售收入的歷史增長(zhǎng)率、銷售費(fèi)用和管理費(fèi)用占銷售收入的比重、員工人數(shù)波動(dòng)性、固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重。具體計(jì)算方法為：首先，將上述6個(gè)指標(biāo)取過去5年的平均值。然后，將前5個(gè)變量分行業(yè)、分年度從小到大平均分為5組，并由小到大依次賦值為0～4分；第6個(gè)變量的分組方式相反，即最小組賦值為4分，最大組賦值為0分。最后，加總6個(gè)指標(biāo)的分組得分，即為戰(zhàn)略激進(jìn)度得分，得分越高，說明公司戰(zhàn)略越激進(jìn)。

參考連燕玲等(2015)以及祝振鐸等(2018)的研究，模型(6)中選取的控制變量包括：企業(yè)規(guī)模(Size)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、董事會(huì)規(guī)模(Boardsize)、公司負(fù)債(Lev)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、第一大股東持股比例(First)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)、上市公司年齡(Age)、是否兩職合一(Dual)、高管團(tuán)隊(duì)平均任期(Tenure)、CEO性別(CEOsexual)、CEO年齡(CEOA)。(1)控制變量說明如下。公司是否兩職合一(Dual)：董事長(zhǎng)和總經(jīng)理為同一人，取值為1，否則取值為0；高管團(tuán)隊(duì)平均任期(Tenure)：公司董監(jiān)高任期的平均值；CEO性別(CEOsexual)：CEO為男性取值為1，否則取值為0；CEO年齡(CEOA)：CEO年齡取自然對(duì)數(shù)。其余控制變量的定義見表1。

由于前文已經(jīng)完成系數(shù)β1的檢驗(yàn)(見表3)，表5僅報(bào)告了模型(6)和模型(7)的檢驗(yàn)結(jié)果。表5列(1)為模型(6)的回歸結(jié)果，可以看出，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)的估計(jì)系數(shù)為-0.587，且在5%的水平上顯著，表明公司風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的設(shè)立能夠顯著降低公司戰(zhàn)略激進(jìn)度。表5列(2)～(4)為模型(7)的回歸結(jié)果。由列(2)可見，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)和戰(zhàn)略激進(jìn)度(STRA)的估計(jì)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。這說明戰(zhàn)略激進(jìn)度在風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)和公司風(fēng)險(xiǎn)中起部分中介作用，即風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)可以通過削弱公司戰(zhàn)略激進(jìn)度進(jìn)而有效降低公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。由列(3)和列(4)可見，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)的估計(jì)系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，而戰(zhàn)略激進(jìn)度(STRA)的估計(jì)系數(shù)不顯著。依據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，本文進(jìn)行了Sobel檢驗(yàn)，且通過了Sobel檢驗(yàn)(P=0.050、0.052)，表明戰(zhàn)略激進(jìn)度在風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)和公司市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)中起部分中介作用。綜上分析可知，戰(zhàn)略激進(jìn)度在風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)降低公司風(fēng)險(xiǎn)的過程中發(fā)揮部分中介作用。

表5 公司戰(zhàn)略激進(jìn)度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

(續(xù)表5)

(二)風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)內(nèi)部構(gòu)成與公司風(fēng)險(xiǎn)

風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)是影響其有效性的重要因素，科學(xué)合理的團(tuán)隊(duì)構(gòu)成更有助于降低公司風(fēng)險(xiǎn)。從監(jiān)管實(shí)踐的角度看，《上市公司治理準(zhǔn)則》規(guī)定：董事會(huì)專門委員會(huì)召集人應(yīng)由獨(dú)立董事?lián)危粚徲?jì)委員會(huì)中至少應(yīng)有一名獨(dú)立董事是會(huì)計(jì)專業(yè)人士?！吨醒肫髽I(yè)全面風(fēng)險(xiǎn)管理指引》強(qiáng)調(diào)：風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的召集人應(yīng)由不兼任總經(jīng)理的董事長(zhǎng)擔(dān)任，董事長(zhǎng)兼任總經(jīng)理時(shí)，召集人應(yīng)由外部董事或獨(dú)立董事?lián)危徊⑶?，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)成員中需有熟悉企業(yè)重要管理及業(yè)務(wù)流程的董事，以及應(yīng)具備風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)管知識(shí)、法律知識(shí)的董事。從理論研究的角度看，現(xiàn)有文獻(xiàn)針對(duì)董事會(huì)專業(yè)委員會(huì)的內(nèi)部特征展開了較為充分的探討。比如，Choi et al.(2007)發(fā)現(xiàn)委員會(huì)獨(dú)立性越高，工作效率越高；Fauzi et al. (2012)認(rèn)為委員會(huì)規(guī)模越大，越能提高項(xiàng)目評(píng)估的科學(xué)性；Cohen et al.(2013)發(fā)現(xiàn)委員會(huì)成員會(huì)計(jì)專業(yè)知識(shí)能夠顯著增強(qiáng)委員會(huì)的行業(yè)專長(zhǎng)，進(jìn)而提高監(jiān)管有效性；James et al.(1997)研究發(fā)現(xiàn)，董事長(zhǎng)或者CEO在委員會(huì)任職，能夠有效降低沖突發(fā)生的可能性，提高決策效率。基于上述分析，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)了風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的不同內(nèi)部構(gòu)成對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)的影響。具體回歸模型如下所示：

Riski,t=b0+b1COMFACi,t+b2Sizei,t+b3ROAi,t+b4Indi,t+b5Boardsizei,t+b6CFOi,t+

b7Firsti,t+b8Agei,t+b9Growthi,t+b10Levi,t+b11SOEi,t+∑YEAR+εi,t

(8)

其中，COMFAC為風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)特征，具體包括：兩會(huì)兼任(RADual)，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)成員在審計(jì)委員會(huì)兼任，賦值為1，否則賦值為0；風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的獨(dú)立性(RMCInd)，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)成員中獨(dú)立董事人數(shù)占其總?cè)藬?shù)的比例；規(guī)模(RMCSize)，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)總?cè)藬?shù)的自然對(duì)數(shù)；專業(yè)性(Financial)，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)成員有財(cái)務(wù)專業(yè)背景人數(shù)占其總?cè)藬?shù)的比例；召集人是否為董事長(zhǎng)或者CEO(Convener)，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)召集人為董事長(zhǎng)或者CEO，賦值為1，否則賦值為0。此外，模型(8)的估計(jì)方法以及其他變量定義同模型(4)。

表6報(bào)告了風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)內(nèi)部構(gòu)成與公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)(Zscore)的回歸結(jié)果。由列(1)可見，兩會(huì)兼任(RADual)的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明當(dāng)風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)與審計(jì)委員會(huì)成員交叉任職時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)更能顯著降低公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，原因可能是兩會(huì)兼任更有助于強(qiáng)化信息共享，提升溝通效率，降低信息不對(duì)稱。由列(2)可見，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)成員獨(dú)立性(RMCIND)的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)成員獨(dú)立董事占比越高，其降低公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的作用越強(qiáng)。由列(3)可見，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)規(guī)模(RmcSize)的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)規(guī)模越大，其降低公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的效果越好。由列(4)可見，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)專業(yè)性(Financial)的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)成員專業(yè)性越強(qiáng)，其降低公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的效果越好。由列(5)可見，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)召集人是否為董事長(zhǎng)或者CEO(Convener)的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)召集人為董事長(zhǎng)或者CEO時(shí)，其降低公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的作用越大。

表6 風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)內(nèi)部特征與公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)

表7報(bào)告了風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)內(nèi)部構(gòu)成與公司市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)(Ncskew、Duvol)的回歸結(jié)果。由表7可見，RADual、RMCIND、RmcSize、Financial以及Convener的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，表明風(fēng)險(xiǎn)管理委員內(nèi)部特征能夠顯著降低公司的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。限于篇幅，不再贅述。

表7 風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)內(nèi)部特征與公司市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性問題

風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的設(shè)立能夠緩解企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)公司風(fēng)險(xiǎn)的高低也可能會(huì)影響企業(yè)是否設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)，從而向因?qū)е路垂膬?nèi)生性問題。為此，本文采用工具變量法進(jìn)行緩解。具體地，選取同行業(yè)、同年度設(shè)置風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)樣本公司的平均數(shù)(RMCmean)作為工具變量，該工具變量與內(nèi)生解釋變量RMC相關(guān)，且不會(huì)直接影響公司風(fēng)險(xiǎn)。檢驗(yàn)結(jié)果列于表8。

表8 內(nèi)生性問題及持續(xù)性檢驗(yàn)

其中，列(1)為第一階段的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，RMCmean的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明不存在工具變量的弱相關(guān)問題。列(2)為風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RC_2sls)與公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)(Zscore)的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RC_2sls)的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正。列(3)和列(4)為風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RC_2sls)與公司市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)(Ncskew、Duvol)的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，在列(3)中，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RC_2sls)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)但不顯著；而在列(4)中，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RC_2sls)估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)。綜上可知，在控制反向因果引發(fā)的內(nèi)生性問題后，上文結(jié)論依然成立。

2.風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)效果持續(xù)性檢驗(yàn)

為了考察風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)降低公司風(fēng)險(xiǎn)的有效性是否具有持續(xù)性，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)了風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)對(duì)(RMC)公司下一年風(fēng)險(xiǎn)(FZscore、FNcskew、FDuvol)的影響，結(jié)果列于表8列(5)～(7)。在列(5)中，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)能夠顯著降低公司下一年財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。在列(6)和列(7)中，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)能夠顯著降低公司下一年市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)?？傮w上，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)降低公司風(fēng)險(xiǎn)的效果具有一定的持續(xù)性。

3.PSM檢驗(yàn)

目前，中國(guó)尚有大量公司未設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)，且前文回歸方法將設(shè)置風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的公司與未設(shè)置風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的公司進(jìn)行了對(duì)比，這可能存在配對(duì)偏差。對(duì)此，本文進(jìn)一步采用PSM方法進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，將觀察樣本按照模型(9)進(jìn)行l(wèi)ogit估計(jì)。其中，RMC為公司是否設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)，其影響因素包括公司規(guī)模(Size)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、公司上期風(fēng)險(xiǎn)(LZscore、LNcskew、LDuvol)以及公司所處行業(yè)(INDU)。其次，根據(jù)Logit模型估計(jì)每家企業(yè)設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的傾向得分，并采用1∶1有放回的最近鄰匹配法，選擇與設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的企業(yè)傾向得分最接近的一家未設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)企業(yè)作為配對(duì)企業(yè)，并剔除不滿足共同支持假設(shè)的樣本，最終獲得864個(gè)有效樣本。

RMCi,t=γ0+γ1Sizei,t+γ2ROAi,t+γ3Levi,t+γ4LZscorei,t+γ5LNcskewi,t+γ6LDuvoli,t+γ7Indi,t

(9)

考慮到PSM需滿足均衡性檢驗(yàn)，即要求匹配后的處理組和對(duì)照組在可觀測(cè)變量上不存在顯著差異。表9報(bào)告了均衡性檢驗(yàn)的結(jié)果，從T檢驗(yàn)結(jié)果看，除ROA匹配后P值為0.098外，其他各變量匹配完成后均不存在顯著差異(P>0.1)。從均值來看，匹配完成之后實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的均值差異較小。從絕對(duì)偏差來看，匹配完成后除ROA偏差略高于10%外，其余變量的絕對(duì)偏差均小于10%。此外，表10還報(bào)告了LR檢驗(yàn)的結(jié)果。由表10可見，匹配后變量差異并不明顯(P=0.757)。綜合表9和表10可知，均衡假設(shè)基本得到滿足。

表9 PSM均衡性檢驗(yàn)

表10 LR檢驗(yàn)

表11報(bào)告了PSM匹配后的回歸結(jié)果。由列(1)可見，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)與公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)(Zscore)顯著正相關(guān)。由列(2)和列(3)可見，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)與市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)(Ncskew、Duvol)均顯著負(fù)相關(guān)。這表明在考慮樣本選擇性問題后，上文結(jié)果依然穩(wěn)健。

表11 PSM回歸分析

4.Heckman檢驗(yàn)

進(jìn)一步，本文還采用Heckman兩階段方法緩解樣本選擇性偏誤問題對(duì)模型估計(jì)的影響。在第一階段回歸中，以同行業(yè)、同年度設(shè)置風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)樣本公司的平均數(shù)(RMCmean)作為工具變量進(jìn)行Logit回歸并擬合出Mill系數(shù)，見表8列(1)。在第二階段回歸中，控制Mill系數(shù)，以緩解樣本選擇性偏誤問題，回歸結(jié)果見表12。從中可見，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)(RMC)與公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)(Zscore)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，與公司市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)(Ncskew、Duvol)的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為負(fù)。上述檢驗(yàn)結(jié)果與前文基本一致。

表12 Heckman回歸結(jié)果

七、結(jié)論與啟示

本文選取2006—2015年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，探討了設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)的影響及其作用機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)能夠顯著降低公司的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)與市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)；并且風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)降低公司風(fēng)險(xiǎn)的效果在市場(chǎng)化程度較低的地區(qū)更加顯著。作用機(jī)制檢驗(yàn)表明，公司戰(zhàn)略激進(jìn)程度在風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)降低公司風(fēng)險(xiǎn)的過程中發(fā)揮部分中介作用。此外，考慮風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)內(nèi)部特征與公司風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系后，發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)成員與審計(jì)委員會(huì)成員交叉任職，以及風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)獨(dú)立性越強(qiáng)、規(guī)模越大、成員財(cái)務(wù)專業(yè)背景比例越大、召集人為董事長(zhǎng)或者CEO時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)降低公司風(fēng)險(xiǎn)的效果更加明顯。

本文研究結(jié)論的啟示在于：其一，企業(yè)設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)是降低公司風(fēng)險(xiǎn)的重要手段，尤其是在當(dāng)前轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)背景下，企業(yè)建立風(fēng)險(xiǎn)管理委員可能是降低公司風(fēng)險(xiǎn)、提高經(jīng)營(yíng)穩(wěn)定性的重要途徑。因此，企業(yè)應(yīng)深刻認(rèn)識(shí)到設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)所具有的重要作用和現(xiàn)實(shí)意義。其二，企業(yè)在設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的具體實(shí)踐中，應(yīng)充分考慮內(nèi)部人員構(gòu)成情況，以最大化發(fā)揮其風(fēng)險(xiǎn)治理功能。其三，監(jiān)管部門應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)上市公司設(shè)置風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)的支持和引導(dǎo)，并出臺(tái)專門的風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)指導(dǎo)文件和操作規(guī)范。尤其是對(duì)于部分高風(fēng)險(xiǎn)行業(yè)，必要時(shí)可以強(qiáng)制公司設(shè)立風(fēng)險(xiǎn)管理委員會(huì)。