基于Logistic模型的全面風險管理影響因素分析

成小平　龐守林　高磊

學術研究

基于Logistic模型的全面風險管理影響因素分析

成小平龐守林高磊

全面風險管理是近年來國內外監管部門、實務界和學術界關注的熱點與前沿問題。本文以2010-2013年我國A股上市公司為樣本，運用Logistic回歸模型實證分析全面風險管理實施的關鍵影響因素。結果表明：企業規模、無形資產占比、產權性質以及審計質量對全面風險管理的實施有著非常重要的影響。考慮到產權性質差異對全面風險管理決策機制的影響，將樣本按照產權性質劃分為國有企業子樣本和非國有企業子樣本進行分別分析。結果表明在考慮產權性質差異情況下，企業實施全面風險管理的影響因素存在顯著的不同。

全面風險管理影響因素Logistic模型產權性質

一、引言

進入21世紀以來，全面風險管理（Enterprise Risk Management，ERM）的理念逐漸得到全球企業界的普遍重視，已經成為現代風險管理研究的重點和核心領域。各國政府部門和企業界對ERM項目給予了充分的重視，相應出臺了一系列的法律法規來規范風險管理執行。2004年美國反財務欺詐委員會發起委員會（Committee of Sponsoring Organizations of the Treadway Commission，簡稱COSO）發布了《企業風險管理—整合框架》（Enterprise Risk Management—integrated framework），將企業風險管理提高到ERM的層面，該框架迅速成為企業風險管理的核心標準，ERM也成為企業風險管理的同義語。當前，ERM項目迅速被各國官方機構、監管機構以及業務主體廣泛關注。知名的企業評級機構如標準普爾和穆迪已將ERM列為其對企業評級的基本評價因素，各國的審計標準也已經將審計的根本任務從審計內部控制逐漸轉移到審計風險管理的職能上來。ERM在企業實踐中的重要地位引起我國政府部門的高度重視。2006年，我國國務院國有資產管理委員會發布了《中央企業全面風險管理指引》，要求中央企業根據自身條件逐步開展ERM工作，這對于推動我國企業ERM的實施具有積極的意義。

對ERM項目已經引起我國政府監管部門和實務界的高度重視，然而受制于ERM的實施難以準確界定和ERM實踐活動較少而帶來的數據缺失問題，對于ERM的實證研究較少見于相關文獻，而ERM實施的影響因素研究更是付諸闕如。因此借鑒國外優秀的研究成果，實證研究在中國特殊的制度背景下的ERM實施影響因素具有重要的理論價值和具現實意義。

二、文獻綜述與研究假設

強調整合理念的“全面風險管理”研究主要是在2000年以后開始的，特別是COSO（2004）以后才逐漸引起學術界的重視。國外學者對企業ERM的影響因素進行了探索性的研究，代表性的研究成果有：Liebenberg & Hoyt（2003）以美國26家實施ERM項目的上市公司作為研究樣本，采用logistic模型從企業收益波動性、企業成長性、機構投資者持股比例、財務杠桿、國際化程度、資產透明度等6個方面檢驗企業實施ERM的驅動因素，結果表明除財務杠桿比率外，其他指標均不顯著。Kleffner（2003）對實施ERM驅動因素的調查表明，61%的企業將“風險管理自身的作用”作為首選因素，51%認為ERM的實施是受到董事會的推動；37%是為了迎合監管約束。Beasley， Clune & Hermanson（2005）通過比較實施ERM的國際企業與不實施ERM的國際企業，結果表明首席風險官（CRO）的設置、董事會獨立性、管理者參與、公司規模和審計師類型等對企業ERM實施的進程起著積極的影響。Desender（2007）從公司治理的角度研究發現董事會獨立性及董事長是否兼任CEO與風險管理高度相關。Pagach & Warr （2011）以138家在美國上市的ERM企業為樣本，從財務特征、市場特征、資產特征三個方面對ERM項目的驅動因素進行實證檢驗。本文研究受益于眾多學者的前期成果，將影響企業ERM實施的因素分為以下八個方面。

1.企業特征與ERM的實施

企業規模是設計和使用管理內控系統的一個重要影響因素。ERM作為管理控制系統的重要組成部分，COSO（2004）強調在設計ERM系統的過程中應充分關注企業規模這一重要因素。Colquitt等（1999）研究認為大企業相對于小企業而言，更愿意去是實施ERM。ERM的實施需要高額的成本、技術以及管理資源，規模大的企業擁有更多的資源，更可能發揮資源優勢去實施高質量的ERM系統，保證ERM的實施效果。眾多學者的研究表明公司規模會影響風險管理決策，Beasley等（2005）和Liebenberg & Hoyt （2003，2011）的研究均表明企業規模對企業實施ERM存在正向影響，大公司更愿意進行風險管理。因此，本文提出假設1:

H1：公司規模與ERM的實施正相關，大規模的公司更傾向于實施ERM。

2.無形資產占比與ERM的實施

Liebenberg & Hoyt（2003）認為資產透明度低的企業更容易從ERM的實施中受益。企業在經營過程中，有可能會陷入財務困境，而財務困境成本與企業的資產性質和資本結構有關。由于信息不對稱原因，無形資產的變現能力較差，在遭受財務危機時，透明度低的資產在緊急處置時難以實現其公允價值，企業可能遭受重大的價值損失。所以，無形資產占比較高的企業更有可能實施ERM項目，以降低企業遭受財務困境的可能性。因此，本文提出假設2:

H2：無形資產占比與ERM的實施正相關，無形資產占比較高的企業更傾向于實施ERM。

3.財務杠桿與ERM的實施

財務杠桿作為重要的財務狀況指標會影響到企業風險管理決策，進而影響著企業ERM的實施。Meulbroek（2002）認為財務杠桿高的企業將從企業ERM方案中受益更多。財務杠桿比率越高的公司，其遭受財務困境的可能性就越高，為降低財務困境成本，企業傾向于ERM的實施。Liebenberg & Hoyt （2003）和Desender（2007）的前期研究均表明財務杠桿比率越高的公司越愿意實施ERM。因此，本文提出假設3:

H3：財務杠桿與ERM實施正相關，財務杠桿越高的企業實施ERM的動機越強。

4.企業成長性與ERM的實施

成長性代表企業的發展潛力與未來盈利能力，高成長企業前景較好，盈利能力強，更有可能實施ERM項目。對于高成長性企業而言，其價值主要依賴于未來的現金流，而未來現金流受制于各種不確定性因素，在企業遭遇財務危機時，未來現金流的價值容易被低估。為此，成長性好的企業管理層更愿意通過加強風險管理降低破產概率，以提高潛在價值的可實現性。同時，成長性好的公司容易出現投資不足的問題，從而失去好的機會。為抓住有利的機會，高成長性企業也有動機實施ERM項目。Liebenberg & Hoyt（2003）研究表明，高成長性的企業更傾向于ERM項目的實施。為此本文提出假設4:

H4：企業成長性與ERM實施正相關，成長性好的企業更愿意實施ERM。

5.機構持股與ERM的實施

機構投資者與ERM的關系存在兩種假說：一種是能動投資者假說，這種觀點認為機構投資者的持股比例一般比較高，有能力也有動力去監督和影響企業經理人的行為，成為能動的投資者。在這種情況下，機構投資者會執行長期持有股票的戰略，為了實現收益最大化，他們采取適度方式參與公司治理，行使與公司重大決策、管理等共同利益相關的決議權、賬目查閱權等，并用他們的“聲音”去影響經理人的決策，他們應該感興趣甚至鼓勵企業實施ERM項目。另一種是短視投資者假說，這種觀點認為機構投資者比較看重的是短期收益，當能夠從市場價格波動或在收購中獲利時，就會賣掉股票。較強的投機性決定了機構投資者更加關注即期利益，而短期成本高昂且效果存在一定時滯的ERM可能對其缺乏吸引力。Liebenberg & Hoyt（2003）、Pagach & Warr （2011）的研究均表明機構投資者具有積極公司治理效應，能夠促進ERM的實施。與眾多學者的前期研究成果一致，本文提出假設5：

H5：機構投資者持股比例與ERM實施正相關，機構投資者持股比例高的企業更可能實施ERM。

6.產權性質與ERM的實施

近年來，由于受到國際市場環境動蕩以及美國次貸危機引發的金融危機的影響，我國企業經營風險的逐漸凸顯，企業的風險控制開始成為擺在我們面前的一個嚴峻問題。因此，通過全面風險管理制度建設來管控企業發展中的風險，建立完善現代企業制度，已經成為當前我國政府主管部門和市場監管部門的工作核心。2006年我國國資委頒布了《中央企業全面風險管理指引》，明確要求中央企業根據自身情況逐步開展ERM工作。該指引作為指導性監管約束文件，雖然沒有要求企業強制執行，但是作為一種制度因素，會起到引領和導向作用，從而對中央企業和地方國有企業的ERM實施產生積極的影響。當前，我國行政力量對公司經營活動仍然有比較大的影響，特別是國有企業。國有企業在調配各種資源的能力上以及權限上，均高于其他類型的企業。同時，國有企業的高管層，出于升遷原因，也有動力去實施ERM。為此，本文提出假設6：

H6：產權性質與ERM實施正相關，國有企業更傾向于實施ERM。

7.兩職合一與ERM的實施

許多研究認為兩職合一（董事長兼任總經理）是董事會效率低下的主要原因之一，因為兩職合一會嚴重影響董事會獨立性，削弱董事會監管的力度，甚至可能出現完全內部人控制的情況。Desender （2007）認為管理者可能無法從實施ERM中獲取利益，由于他們的部分報酬可能來自隨著股票波動性而增加價值的股票期權，通過實證研究表明董事長與總經理兩職分離有助于ERM的實施。因此，本文提出假設7:

H7：兩職合一與ERM的實施負相關，董事長與總經理兩職分離有助于企業ERM的實施。

8.審計師質量與ERM的實施

企業聘用高質量的審計人員更有可能致力于風險管理的實施。高質量的審計事務所能夠更好的鼓勵和誘導企業改進ERM系統的設計和實施，促進企業風險管理水平的提升。眾多學者將審計事務所類型作為ERM實施的影響因素。Beasley（2005）研究表明審計事務所類型與ERM實施階段存在相關性，選擇四大會計師事務所的企業更加致力于風險管理水平的提高。Desender（2007）以將四大會計事務所作為審計師質量的衡量指標，研究表明審計師質量對ERM實施有著顯著的影響。本文據此提出假設8:

H8：審計質量與ERM實施正相關，高質量的審計師有助于企業ERM的實施。

三、研究設計

（一）樣本的選取和數據來源

本文選取2010-2013年間在上海證券交易所上市的A股上市公司為初始樣本，并剔除金融企業、ST類上市公司和數據不全公司，最后得到3223個樣本觀測值，其中237個公司樣本實施了ERM。除有關ERM的使用信息和相關說明使用關鍵詞搜索在中國證監會、上海證券交易所網站以及公開披露的上市公司年報進行搜索，并進行手工整理外，本文其他數據均來自銳思金融數據庫（RESSET）和wind數據庫。

（二）變量定義

1.全面風險管理（ERM）

目前，主流數據庫還沒有收集并完善ERM的具體信息。在以往的研究中，學者們往往是以企業運用風險管理工具或實施風險管理策略作為風險管理的標志。Hoyt & Liebenberg（2003，2011）開創性的以企業設立首席風險官（CRO）作為ERM的標志。這一界定方法可以從企業全局的視野識別、處理企業面臨的風險問題，得到了學術界的廣泛認可。本文借鑒Hoyt & Liebenberg （ 2003，2011）的思路，以風險管理委員會、首席風險官、全面風險管理、整合風險管理作為關鍵詞在中國證監會、上海證券交易所網站以及公開披露的上市公司年報進行搜索，收集整理企業ERM的相關信息。構建虛擬變量（ERM）來表征全面風險管理的實施情況，若上市公司已經設立了首席風險官（CRO）或風險管理委員會以及建立了系統、整體性的風險防范體系，制定了《全面風險管理制度》，可以認為實施了全面風險管理，ERM取值為1；否則取值0。

2.影響因素根據研究假設，本文研究的主要解釋變量包括企業規模、無形資產占比、企業成長性、財務杠桿、機構投資者持股比例、產權性質、兩職合一和審計質量等。企業規模的變量用企業年末總資產的自然對數來衡量，無形資產占比用無形資產占總資產的比例來表示，企業成長性用總資產增長率來表示，同時用營業收入增長率作為穩健性檢驗時的替代變量；機構投資者持股比例用機構投資者持股占股份總額的比例來表示，用年末基金持股數量作為穩健性檢驗的替代變量；產業性質、兩職合一和審計師質量均可以用虛擬變量來表示。如果是國有企業，產權性質變量取值1，否則取值0。參照劉俊等（2005）的方法，如果企業選擇國際“四大”或者國內“十大”會計事務所，審計質量變量取值為1，否則為0；同時用審計費用的自然對數作為穩健性檢驗的替代變量。董事長兼任總經理時，兩職合一變量取值為1，其他情況取值為0。上述變量具體定義見表1。

（三）研究模型設定

在因變量為二分類變量時，Logistic回歸分析方法往往是較好的選擇。本文是以ERM實施與否作為計量模型的因變量，建立Logistic模型對ERM實施的影響因素進行分析。Logistic模型的基本形式如下：

其中，P（ERM）表示上市公司實施ERM的概率，1-P（ERM） 表示上市公司不實施ERM的概率，β0為截距，β1～β8為系數，ε為殘差。

我們通過構建模型（1）來考察ERM實施的影響因素，并通過全樣本檢驗和分組樣本檢驗，研究不同產權性質背景下ERM實施的影響因素是否存在顯著的差異。

四、實證分析及其結果

（一）單變量描述性統計

表2描述了ERM取0-1虛擬變量時分組統計的結果，反映最大值、最小值、均值、方差等統計量在兩組樣本之間的不同。對兩組間變量均值進行顯著性檢驗表明，ERM企業與非ERM企業在企業規模、無形資產占比、機構持股比例、產權性質、兩職合一及審計質量的指標方面存在顯著差異。ERM企業的資產規模更大、無形資產占比越高、機構持股比例更高，這說明規模大的企業擁有更多的資源和實力，其實施ERM項目的意愿也更強烈。而無形資產占比高的企業為了防止在陷入財務困境時發生巨大損失，也有動力去實施ERM項目。機構投資者持股比例越高的企業越傾向于ERM的實施，說明機構投資者持股可以起到外部治理的作用。同時，國有企業以及選擇高質量審計師的企業更傾向于ERM的實施，而兩職合一卻不利于ERM的實施。此外，財務杠桿、企業成長性指標在ERM和非ERM之間的指標差異不顯著。因為單變量差異顯著性檢驗并沒有控制其他因素的影響，故不能據此得出完全令人信服的結論，還須進行Logistic回歸分析。

（二）相關性分析

主要變量間的相關系數如表3所示，從表中可以看出，ERM在1%的顯著性水平下與企業規模、機構投資者持股比例、產權性質、審計質量顯著正相關，在5%的顯著性水平下與無形資產占比顯著正相關，與兩職合一負相關，說明投資者持股比例、無形資產占越高的企業越傾向于實施ERM，大規模企業、國有企業、審計質量較高的企業也傾向于實施ERM，而董事長和總經理的兩職合一對ERM的實施有顯著的負影響，說明兩職合一不利于ERM的實施。同時可以發現，各自變量之間存在著較為明顯的相關，但各相關系數的絕對值均低于0.5，表明變量之間的相關程度較低。

表1　模型變量及定義

表2　單變量描述性統計分析

表3　主要變量的相關系數

（三）全樣本Logistic回歸分析

根據以上分析，利用前面構建的Logistic回歸模型，對本文的研究假設進行檢驗，見表4

由表4的數據得到一些關于我國上市公司實施ERM的特點，具體如下:

（1）對ERM實施具有顯著性影響的因素包括企業規模、無形資產占比、產權性質以及審計質量，并且影響作用均與預期相同。表現為企業規模與ERM實施顯著正相關，資產規模越大的企業在實施ERM時有著越明顯的優勢，越傾向于ERM的實施，假設H1得到驗證。無形資產占比越高的企業，越傾向于ERM項目的實施，假設H2也得到驗證。最終控制人性質與ERM的實施顯著正相關，說明國有企業更傾向于ERM的實施，假設H6得到驗證。審計質量對ERM的實施有顯著的正影響，高質量會計師事務所的審計質量和風險掌控能力明顯好于其他會計師事務所，假設H8得到驗證。

（2）對ERM的實施影響不顯著的因素包括財務杠桿、企業成長性、機構投資者持股比例、兩職合一。其中，企業成長性和兩職合一對ERM實施的影響方向與理論預期一致。財務杠桿和機構投資者持股比例對ERM實施有不顯著的負向作用，這與我們的研究假設相反。財務杠桿系數為負，這表明越容易陷入財務困境的企業，可能越不傾向于實施ERM。這一結果與Liebenberg & Hoyt（ 2003）的研究結論相悖，而與Pagach & Warr（2011）的結論一致。可能的原因是，ERM的實施需要支付高額的費用，而財務杠桿率高的企業可能會缺乏較多的現金流去實施ERM，并且遭受財務困境的企業可能會為了企業利益而冒更大的風險，從而不愿意ERM的實施。機構投資者對ERM的實施有負向作用，驗證了“短視投資者假說”。這說明外部機構投資者不僅沒有促進ERM的實施，反而對ERM決策起到負向作用，這與Liehenberg& Hoyt（2003）、Pagach & Warr（2011）的結論相反。可能的原因是，我國機構投資者還不夠成熟，能動的、高水平的機構投資者嚴重缺乏，由于羊群效應的原因，機構投資者并未起到資本市場穩定器的作用。較強的投機性決定了其更加關注于即期利益，短期成本高昂而效果存在時滯的企業ERM項目明顯對其缺乏吸引力。

表4　ERM實施的影響因素回歸結果

表5　國有企業和非國有企業的分組檢驗

（四）基于產權性質視角下的ERM影響因素分析

在我國特殊制度背景下，處于經濟轉型期的不同產權性質的企業面臨著不同的預算約束，具有不同的公司特有風險，可能會對ERM的實施做出不同的決策。對于國有企業與非國有企業的管理者來說，他們的風險偏好可能存在著差異，而這種差異又會影響到ERM決策。我們認為，產權性質的不同會帶來公司經營目標的差異，進而產權性質有可能會影響到ERM的決策機制。為考慮企業產權性質的差異對ERM決策的影響，本文將樣本按照產權性質劃分為國有企業子樣本和非國有企業子樣本進行分別分析。回歸結果見表5。

從表5可以看出，在考慮產權性質差異情況下，企業實施ERM的影響因素存在顯著的不同。在非國有企業子樣本中，對ERM的實施具有顯著影響的是企業規模與無形資產占比。其中，企業規模對ERM的影響與不考慮產權性質差異的全樣本回歸結果一樣，均有顯著的正向作用；而無形資產占比對企業ERM的實施顯著負相關，這與全樣本回歸的結果則完全相反，顯然與理論預期相悖。這說明無形資產占比高的企業對于ERM的重視程度比較差，原因可能在于無形資產占比高的非國有企業更缺乏現金，從而節約了風險管理方面的支出，對ERM的實施產生了負向作用。同時，可以發現企業成長性、機構投資者持股比例和審計質量對ERM實施沒有顯著影響，但是可以看出，其影響方向與全樣本回歸的結果完全相反。

在國有企業子樣本中，與全樣本回歸相比較，機構投資者持股比例由不顯著變得在10%水平下顯著，各變量對ERM實施的影響與全樣本回歸結果基本一致。其主要原因是國有企業在樣本總體中占的比例偏高，約占到66.4%，從而導致了全樣本與國有企業子樣本的回歸結果較為一致。

（五）穩健性檢驗

為了進一步檢驗自變量之間是否存在多重共線性，我們計算了各自變量的容忍度（TOL）和方差膨脹因子（VIF）。結果表明，自變量的方差膨脹因子值（VIF）均小于3，容忍度值（TOL）均大于0.1，說明自變量之間不存在多重共線性。為考察本文研究結果的敏感性，進行如下穩健性檢驗：（1）刪除連續性變量在5%和95%分位數以外的數據， 以消除異常值的影響。（2）用營業收入增長率、審計費用的自然對數、基金持有數量分別代替資產增長率、審計事務所類型和機構投資者持股比例進行回歸。（3）在模型中控制行業影響因素，選取占上市公司絕大部分的制造業公司作為研究樣本。通過實證檢驗，發現與前面的結果基本一致（限于篇幅，略去了穩健性檢驗結果）。

五、研究結論及建議

本文運用2009-2013年我國滬市A股的上市公司為研究樣本，以風險管理委員會的設立、首席風險官的任命或風險制度的制定作為ERM實施的標志，對上市公司ERM實施的影響因素進行了實證分析。研究發現：企業規模、無形資產占比、產權性質以及審計質量對ERM的實施有顯著正向影響，并且影響作用均與預期相同。表現為企業規模越大、無形資產占比越高、外部審計質量越高的企業以及國有企業越傾向于ERM的實施。考慮到產權性質差異對企業ERM決策機制的影響，將樣本按照產權性質劃分為國有企業子樣本和非國有企業子樣本進行分別分析。結果表明，在考慮產權性質差異情況下，企業實施ERM的影響因素存在顯著的不同。

進入21世紀以來，強調整合理念的“全面風險管理”（ERM）迅速得到全球企業界和學術界的普遍認同，成為現代企業風險管理理論的核心準則。世界各國的證券監管機構也紛紛出臺相關標準，以期強化公司治理水平和風險管理水平。本研究對于企業ERM項目在我國建設和推廣的實踐啟示在于:（1）企業ERM是內生決定的，主要受到企業特征以及治理結構特征的影響。為此，中國企業應該積極培育風險管理文化，強化風險管理意識，促進企業組織結構的優化，以使企業文化、組織設計和企業治理機制能強化風險管理原則。（2）企業ERM的決策也受到政策監管、外部審計質量等外部因素的影響。為此，應該逐漸完善資本市場的監管制度框架，進一步加強企業風險管理制度與現法律和行政規章的銜接，使外部法律法規形成對企業執行風險管理制度的強力支撐。（3）在中國特殊的制度環境背景下，中央直屬國有企業是企業ERM實施的重要主體，相關部門應該推動中央企業加強風險管理制度建設，發揮其示范作用，從而引領我國企業整體風險管理水平的提高。

作者單位：內蒙古師范大學公共管理學院中央財經大學商學院 內蒙古工業大學管理學院

主要參考文獻

1. Hoyt，R. E.& Liebenberg，A. P.The Value of Enterprise Risk Management ［J］.The Journal of Risk and Insurance，2011（1）：1-28.

2.Liebenberg，A. P. & Hoyt，R. E.The determinants of enterprise risk management：evidence from the appointment of chief risk officers ［J］.Risk Management and Insurance Review，2003（6）：37-52.

3.Kleffner， A.， Lee， R.， McGannon， B.The effect of corporate governance on the use of enterprise risk management：evidence from Canada ［J］.Risk Management and Insurance Review，2003（1）：53-73.

4.Beasley， M.S.， R. Clune， and D. R. Hermanson.Enterprise risk management：An empirical analysis of factors associated with the extent of implementation ［J］.Journal of Accounting and Public Policy，2005（6）：521-531.

5.Kurt Desender.On the Determinants of Enterprise Risk Management Implementation. http://ssm.com/abstract.

6.Pagach D，and R. Warr.The Characteristics of Firms That Hire Chief Risk Officer ［J］. Journal of Risk and Insurance，2011（1）：185-211.

7.Committee of Sponsoring Organizations（COSO）.Enterprise Risk Management-Integrated Framework.COSO，New York，2004.

8.Colquitt， L.L.， Hoyt， R.E.， Lee， R.B.Integrated risk management and the role of the risk manager ［J］.Risk Management and Insurance Review，1999（2）：43-61.

9.Pottier， S.W.， and Sommer， D.W.Opaqueness in the Insurance Industry：Why Are Some Insurers Harder to Evaluate Than Others？ ［J］.Risk Management and Insurance Review，2006（9）：149-163.

10.Meulbroek L.K.A senior manager's guide to integrated risk management ［J］.Journal of Applied Corporate Finance，2002（4）：56-70.

11.Cumming， CM， and B，Hirtle.The Challenges of Risk Management in Diversified Financial Companies［J］.FRBNY Economic Policy Review，2001（3）：1-17.

12.Jensen， M. C.The modern industrial revolution， exit， and the failure of internal control systems ［J］.Journal of Finance，1993（48）：831-880.

13.Dechow，P. ，R.Sloan，and A. Sweeney.Causes and consequences of earnings manipulation：An analysis of fims subject to enforcement actions by the SEC Contemporary ［J］.Accounting Research，1996（13）：56-78.

14.Goyal ， Vidhan， and Chul W1 Park.Board leadership structure and CEO turnover ［J］. Journal of Corporate Finance，2002（8）：49-66.

15.Beasley，M.An empirical analysis of the relation between the board of director composition and financial state ment fraud ［J］.The Accounting Review，1996（71）：87-99.

16.劉俊，郭平，曹向.制度環境、審計質量與商業信用模式—基于我國上市公司的實證數據.北京工商人學學報（社會科學版）.2015（1）

17.宋軍，吳沖鋒.基于分散度的金融市場的羊群行為研究.經濟研究.2001 （11）

18.何佳，何基報.機構投資者一定能夠穩定股市嗎—來自中國的經驗證據.管理世界.2007（8）

19.龔光明，曾照存.產權性質、公司特有風險與企業投資行為.中南財經政法大學學報.2014（1）

20.張敏，吳聯生，王亞平.國有股權，公司業績與投資行為.金融研究.2010（12）

教育部人文社會科學青年基金項目（14YJC790016）；內蒙古師范大學科研基金項目“企業全面風險管理有效性研究”（2015YBXM069）；內蒙古工業人學科學研究項目“企業風險管理與企業價值的關系研究”（SK201307）