白銀鋼

一、引言

風險管理起源于美國，20 世紀30 年代爆發(fā)世界經(jīng)濟危機，美國大量銀行企業(yè)走向破產(chǎn)之路，社會經(jīng)濟發(fā)展走向衰退。自此以后，美國許多企業(yè)為了充分抵抗經(jīng)營風險，都相繼設(shè)立了保險管理部門，以應(yīng)對變幻莫測的市場風險。1938 年以后，美國企業(yè)開始運用科學系統(tǒng)的管理方法，加強對風險的防范、控制和管理，并為今后形成系統(tǒng)的風險管理體制奠定了良好的基礎(chǔ)。20 世紀50 年代開始，風險管理開始獨立發(fā)展成為一門學科，風險管理的概念開始形成。

20 世紀80 年代，風險管理研究開始在我國起步。風險管理和相關(guān)的安全工程理論被眾多專家和學者引入國內(nèi)并開始進行研究，同時，他們將這些理論引入企業(yè)內(nèi)部進行實踐，部分企業(yè)得到有效成果。但由于各方面原因，部分企業(yè)并沒有建立風險管理體系和設(shè)立風險管理的獨立機構(gòu)。因此，風險管理的研究尚未全面滲透，而將其應(yīng)用到實務(wù)界仍處在探索中。

在國外，董事會之下成立專門的風險管理委員會負責公司風險管理政策的制定是一種較為普遍的做法。我國2006 年發(fā)布的《中央企業(yè)全面風險管理指引》也規(guī)定，具備條件的企業(yè), 董事會下可設(shè)風險管理委員會。國內(nèi)發(fā)布的“甫瀚調(diào)查”（于悠優(yōu)，2007）顯示，在表現(xiàn)良好的企業(yè)中，有超過70%的企業(yè)設(shè)立了內(nèi)部審計部門，而設(shè)立“正式的風險管理政策”、“獨立的風險管理委員會”以及“在戰(zhàn)略管理方案當中明確風險監(jiān)督和報告流程”的卻僅有三分之一左右。結(jié)合這一現(xiàn)實情況，本文以風險管理委員會為出發(fā)點，建立“影響因素-風險管理委員會-后果”的完整鏈條，對完善我國企業(yè)風險管理有重大意義。

相對于主板市場而言，中小板上市公司所面對的風險各式各樣，錯綜復雜的風險因子與變化多端的市場環(huán)境，會增加企業(yè)控管風險的難度，需投入更多的人力、物力及財力以整合風險，風險對于其影響更大。故本文以中小企業(yè)作為研究對象來考察設(shè)立風險管理委員會的影響因素以及后果，有很強的現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）能力角度對風險管理委員會設(shè)立的影響

1.董事會規(guī)模。根據(jù)資源依賴理論，組織是否有效地運行，需要整合如人力、物力等眾多不同資源來進行維持，但這些資源的出現(xiàn)不是自然而生的，并自主提供給組織。因此，需要組織來扮演權(quán)力和資源的指揮官，將這些資源整合起來轉(zhuǎn)化成能量，并加以有效控制，讓所有資源發(fā)揮出其特有的效應(yīng)，從而實現(xiàn)組織自身的目標。在企業(yè)中，董事會為企業(yè)決策的核心組織，因此企業(yè)的生存依賴于董事會對資源的控制及運用(Pfeffer 和Salancik，1978)。

Provan (1980) 指 出， 董 事 會規(guī)模越大，給予企業(yè)的資源越豐富；董事會資源越豐富，可供分配的資源越多，能提供的幫忙與協(xié)助也越多，更有能力與意愿設(shè)立風險管理委員會，以促進風險管理的進行。盧玟琪（2010）研究了風險管理有效性與董事會構(gòu)成的關(guān)聯(lián)性，實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，董事會人數(shù)越多，越能提升風險管理活動的監(jiān)督功能；另一方面，董事人數(shù)越多，在風險管理中提供給企業(yè)的資源與協(xié)助就越多，風險管理的有效性將提升。因此，本文預(yù)期董事會規(guī)模越大，越有可能設(shè)立風險管理委員會。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)：

H1a: 董事會規(guī)模對風險管理委員會的設(shè)立有正向影響。

2.董事專業(yè)背景。根據(jù)代理理論，公司董事作為股東與管理層之間的紐帶，對公司負有決策與監(jiān)督責任。Yatim (2010)研究認為，具備專業(yè)能力的董事，基于聲譽考慮，更有設(shè)立風險管理委員會的意愿。Brezeanu和 Essawi(2011) 研究指出，具有專業(yè)背景的管理層更有動機通過風險管理策略對公司進行治理，從而使公司凈值增加。由此可以發(fā)現(xiàn)，董事會成員背景的專業(yè)化程度對公司的決策與績效具有重要的影響。因此，董事的專業(yè)能力對公司經(jīng)營的效率有顯著的影響。董事會成員的專業(yè)化背景程度越高，在公司治理方面可以提供正確合理的建議，設(shè)立風險管理委員會的意愿和可能性越大。Hann 和Hu(2005)以是否具備財務(wù)會計類專業(yè)背景作為衡量董事會背景專業(yè)程度的指標。另外，也有學者用董事的任職經(jīng)驗衡量董事的專業(yè)能力，如Brezeanu 和 Essawi(2011)研究指出，當管理層的任期越久，經(jīng)驗越豐富，專業(yè)能力更高。本文參考Hann和 Hu 的度量方法，以具有財務(wù)會計學歷或者具有財務(wù)會計工作經(jīng)驗來衡量董事會成員背景的專業(yè)程度，研究董事會專業(yè)的背景程度對于風險管理委員會設(shè)立的影響。

本文預(yù)期，董事的專業(yè)背景越高，越有動機推行風險管理策略，設(shè)立風險管理委員會的意愿更高。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)：

H1b: 董事會背景的專業(yè)化程度對風險管理委員會的設(shè)立有正向影響。

表1 變量定義表

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3 設(shè)立風險管理委員會的分年度描述性回歸結(jié)果

（二）需求角度對風險管理委員會設(shè)立的影響

1.行業(yè)集中度。企業(yè)所在行業(yè)的不同，競爭環(huán)境具有較大的差異。李明輝（2007）指出不同規(guī)模、生命周期、行業(yè)、地區(qū)與所有制的企業(yè)，所面臨風險的種類、規(guī)模、復雜性有著很大的差別，風險偏好以及用以管理風險的資源也有很大差異。一方面，若公司所在的行業(yè)競爭激烈，所面臨的風險更大(張愛民，2009)；另一方面，若企業(yè)所面臨的風險較大，需要更多的人力、物力及其他資源來抵抗風險以求生存，則企業(yè)更加會注重對風險的管理，風險管理部門的建設(shè)相對更加完善(柏叢江,2010)。因此，由于企業(yè)所在行業(yè)的不同，風險管理部門在企業(yè)組織結(jié)構(gòu)中的作用和地位也不同。隨著我國資本市場的快速發(fā)展，國民經(jīng)濟中的許多關(guān)鍵行業(yè)比重大幅增加，行業(yè)代表性明顯增強，如電子業(yè)、制造業(yè)等。劉慶斌和姜薇（2009）認為不同的行業(yè)由于行業(yè)競爭性不同，在不同市場階段表現(xiàn)出不同的應(yīng)對風險的能力，以運輸行業(yè)最為明顯。林楚雄和勞蘭珺（2005）對不同行業(yè)風險特征進行分析，認為不同的行業(yè)所面臨的行業(yè)競爭性有顯著差異，在內(nèi)部組織架構(gòu)設(shè)置上也有顯著差異。

本文用行業(yè)集中度來度量行業(yè)競爭程度，即行業(yè)集中程度越高，壟斷性越高，競爭性越低。本文預(yù)期，公司所處行業(yè)集中度越高，越有可能設(shè)立更加完善的風險組織架構(gòu)，設(shè)立風險管理委員會的動機越低。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)：

H2a：公司所處行業(yè)的行業(yè)集中度對風險管理委員會的設(shè)立有負向影響。

2.行業(yè)地位。相同行業(yè)中，公司的經(jīng)營狀況受自身因素（如決策失誤、新產(chǎn)品研制失?。┑挠绊?，公司收益產(chǎn)生波動，但卻不會影響行業(yè)內(nèi)其他公司的收益率。不同的公司由于經(jīng)營狀況不同，在行業(yè)中所占的市場份額不同，在行業(yè)中地位也有差別。國內(nèi)關(guān)于行業(yè)地位的實證文獻不多，任紅軍和梁巧轉(zhuǎn)（2004）在對員工離職影響因素研究中加入了行業(yè)地位的影響，發(fā)現(xiàn)公司在行業(yè)中的地位是員工離職的重要影響因素，公司行業(yè)地位的提高會減少員工離職。黃鋒和王堃（2011）基于企業(yè)行業(yè)地位和戰(zhàn)略能力對企業(yè)進行戰(zhàn)略流程分析，利用坐標和圖表反映行業(yè)地位，并由此研究企業(yè)面臨風險時的經(jīng)營決策。當公司在行業(yè)中地位高時，通常擁有更多的人力和物質(zhì)資源，設(shè)立風險管理委員會的動機較低；同樣，若企業(yè)在行業(yè)中地位較低時，由于其自身經(jīng)營受到風險的影響更大，其對市場風險具有更強的敏感性，為了實現(xiàn)生存與可持續(xù)經(jīng)營，有效化解風險，進而實現(xiàn)經(jīng)營業(yè)績的提升，設(shè)立專門風險管理委員會的意愿會更高。

本文預(yù)期在相同行業(yè)中，公司所處地位不同，設(shè)立風險管理委員會存在倒U 型關(guān)系，即在行業(yè)地位中越高的公司和在行業(yè)中地位越低的公司設(shè)立風險管理委員會的動機和意愿更強烈。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)：

H2b：公司在同行業(yè)中所處地位與設(shè)立風險管理委員呈倒U 型關(guān)系。

表4 假設(shè)1a、假設(shè)1b 的回歸結(jié)果

表5 假設(shè)2a、假設(shè)2b 的回歸結(jié)果

（三）風險管理委員會設(shè)立的效果

業(yè)績評估作為一種管理控制活動，能幫助企業(yè)有效地管理資源并控制目標，短期內(nèi)具有修正日常操作系統(tǒng)目標的功能，長期能使計劃與策略達到目標(Evans 和 Ashworth,1996)。已有研究文獻發(fā)現(xiàn)風險管理是提升企業(yè)業(yè)績的重要因素。Smith和 Stulz (1985)的研究指出，當企業(yè)有意愿減少損益表上的盈余波動時，會通過對風險進行管理以達到目的。Girardone, et al. (2004) 以銀行業(yè)為研究樣本，發(fā)現(xiàn)風險因子會影響銀行經(jīng)營效率，風險越高，銀行經(jīng)營效率越差。Andersen (2008)研究指出，風險管理能力的提升可以提高投資者的信心，穩(wěn)定企業(yè)經(jīng)營績效。同時，風險管理還能提升企業(yè)的價值，使股東的權(quán)益最大化，如李琳等（2009）認為當企業(yè)中存在代理問題、信息不對稱等沖突時，風險管理活動可以增加股東的價值。對于設(shè)立風險管理委員會的企業(yè)而言，專業(yè)的風險管理能及時對風險進行識別和掌控，并及時向管理層傳遞有效的信息，管理層的決策將會更加穩(wěn)健和慎重，特別是無效投資和融資行為將大大減少，公司的經(jīng)營風險將顯著降低，經(jīng)營業(yè)績趨于穩(wěn)定；而對于未設(shè)立風險管理委員會的企業(yè)而言，在面對錯綜復雜的風險時，對風險信息的收集和處理相對滯后，管理層的決策職能與董事會的監(jiān)督職能發(fā)揮將受到限制，從而會提高公司業(yè)績波動的風險。

H3：在其他條件不變的情況下，設(shè)立風險管理委員會的企業(yè)比未設(shè)立風險管理委員會的企業(yè)業(yè)績波動性低。

表6 假設(shè)3 的描述性統(tǒng)計結(jié)果

表7 假設(shè)3 的檢驗結(jié)果

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文選取2012 至2017 年深圳證券交易所中小板上市公司的數(shù)據(jù)為初始樣本，并剔除以下樣本：（1）金融行業(yè)的上市公司；（2）同時發(fā)行B股和H 股的公司；（3）數(shù)據(jù)不全的公司。此外，為了控制極端值的影響，本文對所有變量都在1%和99%水平上進行了winsorize 處理。本文數(shù)據(jù)來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫和公司治理研究數(shù)據(jù)庫，使用Stata11.0 軟件進行統(tǒng)計分析。

（二）模型設(shè)計及變量定義

1.風險管理委員會的度量模型。本文借鑒林穎芬（2012），把是否設(shè)立風險管理委員會作為因變量。本文在原有模型上加入行業(yè)集中度和在行業(yè)地位兩個自變量。由于因變量是虛擬變量，用普通最小二乘法（OLS）回歸所得到的系數(shù)會是有偏的，為避免偏誤，本文采用logit 回歸。通過logit 回歸，得到的即反映對風險管理委員會設(shè)立的影響因素。風險管理委員會影響因素的度量模型如下：模型3.1 中的各變量含義如下：

（1）因變量。公司是否設(shè)立風險管理委員會。因變量為二元變量，若公司設(shè)立風險管理委員會為1，否則為0。通過手工收集2012 年到2017年中小板年報數(shù)據(jù)，參照Brezeanu（2011 年）的做法，將是否設(shè)立風險管理委員會的指標分為三種情形：第一種為設(shè)立了單獨的風險管理委員會，第二種為有單獨的風險管理體系，第三種為在戰(zhàn)略發(fā)展委員會中單獨提及風險管理控制的控制目標和程序。以上三種情形均被認定為設(shè)立了風險管理委員會，即設(shè)為1，否則設(shè)為0。

（2） 自 變 量。 董 事 會 規(guī) 模(Boardsize)，當董事會規(guī)模越大，董事會資源豐富，可供分配的資源越多，有能力與意愿設(shè)立專門的風險管理部門，以促進風險管理的進行。故預(yù)期符號為正。本研究根據(jù)Csmar數(shù)據(jù)庫中董事總?cè)藬?shù)作為董事會規(guī)模的衡量依據(jù)，包括獨立董事、常務(wù)董事、法人董事等。

董事會背景專業(yè)化程度(Expertize)，借鑒Hann 和 Hu（2005）的衡量方法，即具有會計背景的董事人數(shù)/董事總?cè)藬?shù)。通過手工收集中小板年報的數(shù)據(jù)，以具有財務(wù)會計專業(yè)教育背景或者工作經(jīng)歷，作為董事會具有專業(yè)背景的衡量標準。Defond et al. (2005)研究指出，指派會計專家作為審計委員會的成員時，市場會有正向累積異常報酬的反應(yīng)，此結(jié)果證明一般投資人對于具備會計專長的審計委員會成員有較高的期待，故預(yù)期 符號為正。

公司所處行業(yè)的行業(yè)集中度（Induconcentration）。衡量行業(yè)集中度的指標較多，較常使用的是行業(yè)集中率（CRn 指數(shù)）和赫芬達爾指數(shù)。本文采取赫芬達爾—赫希曼指數(shù)(Herfindahl-Hirschman Index） 來測量行業(yè)集中度。用一個行業(yè)中各市場競爭主體所占行業(yè)總收入或總資產(chǎn)百分比的平方和，來表示市場份額的變化。行業(yè)集中度越高，意味著公司在行業(yè)的壟斷性越高，行業(yè)競爭程度越弱，設(shè)立風險管理委員會的動機越低。本文預(yù)測 的符號為負。

同行業(yè)中公司所處地位（Induposi tion），衡量方法借鑒任紅軍和梁巧轉(zhuǎn)（2004），公司在同行業(yè)中的地位通過包括市場地位、銷售業(yè)績、利潤率、成長速度等四個因素來衡量。在主回歸中，本文采用銷售收入在同行業(yè)的占比作為企業(yè)的行業(yè)地位的替代變量，在穩(wěn)健性檢驗中，用利潤在同行業(yè)的占比作為行業(yè)地位的替代變量。基于假設(shè)2b，本文預(yù)期 的符號為負。

首先需要解釋的是弗雷格系統(tǒng)中水平線“—”的涵義。水平函數(shù)是這樣的一種函數(shù)：—x在x等于真時為真，在x不等于真時為假。[5]68根據(jù)這個定義，如果水平線后面連接的是自然語言中常見的那些單獨詞項，得到的表達式一律都指稱假，例如“—柏拉圖”、“—紐約”的指稱都是假。如果水平線后連接的是真值表達式，那么得到的表達式和原表達式的指稱是一樣的,例如，真值表達式“2+2=4”指稱真，添加水平線后得到的新的真值表達式“—2+2=4”也指稱真；相反，真值表達式“2+2=5”和“—2+2=5”都指稱假。

（3）控制變量。本文參考Uzun et al.（2004）、Yatim (2010) 等，控制以下變量：董事持股比例、董事長是否兼任總經(jīng)理、負債比例、獨立董事比例。

2.業(yè)績波動性的度量。本研究的風險管理效果具體表現(xiàn)為業(yè)績波動性。風險管理的目標是為了減少公司在營運上可能產(chǎn)生的意外，避免公司的經(jīng)營管理出現(xiàn)危機，減少業(yè)績上的波動性。業(yè)績波動性越高，代表公司經(jīng)營不穩(wěn)定，意即公司的風險過高，無法有效控制風險。本文認為，在設(shè)立專門風險管理部門后，公司的風險控管能力將顯著提升，能有效降低風險，公司的盈利能力更加穩(wěn)定。

縱向波動性主要是測度同一公司在不同年度業(yè)績的波動性，即測度公司業(yè)績在時間序列上的穩(wěn)定性。據(jù)此，本文在權(quán)小峰和吳世農(nóng)（2010）衡量業(yè)績波動性的模型上，得到模型3.2，檢驗設(shè)立風險管理委員會對業(yè)績波動性的影響：模型3.2 的變量定義如下：

（1）因變量。 ：公司業(yè)績縱向波動性的替代變量。以公司業(yè)績指標總資產(chǎn)收益率、每股收益、經(jīng)營現(xiàn)金流和股票收益率波動性來衡量。穩(wěn)健性檢驗中，本文用扣除非經(jīng)常性損益后的總資產(chǎn)收益率、扣除非經(jīng)常性損益后的每股收益、扣除非經(jīng)常性損益后的經(jīng)營現(xiàn)金流標準差作為業(yè)績波動性的替代變量作為進一步檢驗。

（2）自變量。P 取自模型（1），表示是否設(shè)立風險管理委員會。

控制變量包括董事會持股比例、董事長是否兼任總經(jīng)理、公司規(guī)模、負債比例、董事長是否兼任總經(jīng)理。

上文模型中的變量定義如表1所示。

四、實證檢驗和分析

（一）風險管理委員會設(shè)立的影響因素

1.描述性統(tǒng)計。從表2 中可以看出，公司董事會規(guī)模（Board）差別較大。董事會規(guī)模約為8 到9 人之間，中位數(shù)比均值大，說明樣本中中位數(shù)以上董事會規(guī)模的樣本較多。董事會專業(yè)程度（Expertise）的最小值是0.0001，最大值是0.8，均值是0.4160，由此可見企業(yè)董事會專業(yè)程度相對比較高。行業(yè)集中度的最大值為1，說明某些企業(yè)在其行業(yè)中存在壟斷情形。董事持股比例（dirship）的跨度在0 到0.9 之間，均值為0.63，中位數(shù)為0.21，說明董事持股較高的公司較多。公司規(guī)模（Size）的值在18.85 至26.65 之間；獨立董事均值為0.3601，中位數(shù)為0.3344，符合證監(jiān)會有關(guān)獨立董事的比例不得小于三分之一的規(guī)定。董事長是否兼任總經(jīng)理，兼任為2，未兼任為1，而中位數(shù)為2，均值為1.66，說明總體樣本中董事長兼任總經(jīng)理的情況比較多。表3 可以看出，2017 年開始設(shè)立風險管理委員會的樣本有明顯增加。

2.假設(shè)檢驗。表4 從能力角度檢驗了公司設(shè)立風險管理委員會影響因素的實證結(jié)果。通過董事會規(guī)模、董事會背景的專業(yè)化程度分別的單獨回歸以及綜合在一起回歸可以發(fā)現(xiàn)，董事會規(guī)模與風險管理委員會的設(shè)立呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系，且在10%的水平上顯著（系數(shù)分別為0.0642 和0.0591），支持假設(shè)1a；董事的專業(yè)背景對風險管理委員會的回歸系數(shù)分別是0.995 和1.118，且在10%的水平上顯著，支持假設(shè)1b。同時，檢測結(jié)果表明，董事會與總經(jīng)理是否兼任這一變量與是否設(shè)立風險管理委員會呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系，說明當董事會和總經(jīng)理不是同一個人時，公司設(shè)立風險管理委員會的可能性和意愿要高。從實證結(jié)果看，董事會規(guī)模這一結(jié)果符合預(yù)期，而董事會專業(yè)程度和預(yù)期不一致。

表5 從需求角度檢驗了企業(yè)行業(yè)集中程度和行業(yè)中所處地位對于設(shè)立風險管理委員會的影響。從表中可以看出，行業(yè)集中度回歸系數(shù)為-1.01，結(jié)果不顯著，但從符號為負可說明行業(yè)集中度與企業(yè)設(shè)立風險管理委員會總體呈負向關(guān)系，在一定程度上解釋了行業(yè)集中度越高，競爭程度越低，設(shè)立風險管理委員會的動機比較低。而從行業(yè)地位上來看，行業(yè)地位與是否設(shè)立風險管理委員回歸系數(shù)分別為3.771 和3.892，并都在5%的水平上顯著，說明行業(yè)地位處于較低或者較高兩個極端時，企業(yè)設(shè)立風險管理委員會的動機越強，說明二者呈現(xiàn)顯著的倒U 型關(guān)系。董事持股比例與設(shè)立風險管理委員會呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系，可能因為董事持股比例較低的企業(yè)，管理層在經(jīng)營管理上控制更多的自主權(quán)，更有效地加強公司治理，完善公司治理結(jié)構(gòu)，從而對設(shè)立風險管理委員會有較強的推動作用。這與林穎芬（2012）的研究結(jié)論一致。

3.穩(wěn)健性檢驗。穩(wěn)健性檢驗中，由于考慮到因變量為二元變量，故采取分年度回歸與Probit 回歸。從穩(wěn)健性回歸結(jié)果來看，能力角度方面，董事會規(guī)模越大，中小板企業(yè)設(shè)立風險管理委員會的意愿越高，董事專業(yè)程度越高，越有意愿設(shè)立風險管理委員會；從需求角度看，中小板企業(yè)所處行業(yè)的行業(yè)集中度對風險管理委員會設(shè)立負相關(guān)但并不顯著，而企業(yè)在行業(yè)中所處的地位與設(shè)立風險管理委員會的意愿呈現(xiàn)顯著倒U 型關(guān)系?；貧w結(jié)果與主回歸結(jié)果一致。限于篇幅，回歸結(jié)果略。

（二）風險管理委員會設(shè)立的效果

1.描述性統(tǒng)計。表6 統(tǒng)計結(jié)果顯示，總樣本中資產(chǎn)回報率的均值為0，中位數(shù)為-0.0271。從資產(chǎn)負債比率來看，均值為35%，這比李科（2011）、朱松（2010）等對我國上市公司負債水平的研究結(jié)果56.25%相對較小，原因可能在于中小板企業(yè)由于企業(yè)規(guī)模較小，且融資成本較高，融資渠道相對主板市場較窄，故負債比例相對較低。董事持股來看，均值為0.63，最大值為0.9072，說明大股東控股現(xiàn)象較為嚴重。

2.假設(shè)檢驗。從表7 假設(shè)3 的總樣本回歸結(jié)果來看，在資產(chǎn)收益率、經(jīng)營現(xiàn)金流和每股收益方面，企業(yè)業(yè)績波動性與設(shè)立風險管理會的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負。說明公司設(shè)立風險管理委員會后，風險的控管更加完善，能有效降低經(jīng)營風險，公司的盈利能力更加穩(wěn)定。負債比例與業(yè)績波動性呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，說明負債比例越高，業(yè)績波動性越大，會增加公司的經(jīng)營與決策風險，使公司經(jīng)營趨向不穩(wěn)定，從而增加了業(yè)績上的波動性。這與Cheng(2007)的結(jié)論一致。Cheng 的研究指出，組織結(jié)構(gòu)越完善，將減小公司的業(yè)績波動性。年度股票回報率與設(shè)立風險管理委員會并無顯著關(guān)聯(lián)，說明股票價格本身受市場波動影響，有一定不確定性，受設(shè)立風險管理委員會的影響不明顯。

3.穩(wěn)健性檢驗。在穩(wěn)健性檢驗中，把因變量中的利潤替換成扣除非經(jīng)常性損益后的凈利潤來檢驗。通過總體樣本的回歸結(jié)果來看，P 的系數(shù)依然在10%的水平上顯著為負，說明了設(shè)立風險管理委員會在客觀上能降低企業(yè)的業(yè)績波動性。與假設(shè)3 的原檢驗結(jié)果一致。為了增強檢驗的穩(wěn)健性，還參考Cheng(2007)的做法，將業(yè)績波動性的因變量替換總應(yīng)計利潤和研發(fā)費用的標準差進行進一步檢驗，結(jié)果依然顯示一致。

而考慮到本文的變量期間為5年，度量業(yè)績波動性時，選擇因變量標準差的樣本量有限，故在穩(wěn)定性檢驗中，本文將因變量ROA、EPS 與OCF均采用季度數(shù)據(jù)進行進一步檢驗，結(jié)果依然支持原假設(shè)。

五、研究結(jié)論

本文選取2012 年到2017 年的深市中小板樣本作為研究對象?；诔杀臼找胬碚摚瑥哪芰嵌群托枨蠼嵌葘︼L險管理委員會設(shè)立的影響因素進行研究。從能力角度出發(fā)，分為董事會規(guī)模和董事會的專業(yè)程度兩個方面。通過實證分析發(fā)現(xiàn)，董事會規(guī)模與設(shè)立風險管理委員會呈顯著的正向關(guān)系；董事會專業(yè)背景與設(shè)立風險管理委員會的動機和意愿呈現(xiàn)正向關(guān)系，但顯著程度并不高，本文推測可能樣本偏少，會計背景并不足以衡量董事的專業(yè)能力。從需求角度出發(fā)，分為企業(yè)所處的行業(yè)集中度和企業(yè)在行業(yè)中的地位。通過實證研究發(fā)現(xiàn)，行業(yè)集中度與風險管理委員會的設(shè)立呈負向關(guān)系；公司在行業(yè)中所處地位與設(shè)立風險管理委員會呈現(xiàn)倒U 型關(guān)系。

另外，本研究對設(shè)立風險管理部門的效果進行了分析。研究結(jié)果顯示，設(shè)立風險管理委員會的企業(yè)，能顯著降低企業(yè)的業(yè)績波動性。