管理層持股、財務彈性與公司風險承擔

，（教授）

一、引言

新常態下中國經濟增長動力更為多元化，伴隨著新型工業化、城鎮化、信息化、農業現代化進程的加快，企業面臨的市場風險將更加不確定。在這種機遇與挑戰并存的新常態下，如何管理和應對公司風險顯得尤為重要，而公司的風險承擔行為也將在這種風險管理機制的建立中扮演重要角色。因此，管理層的風險承擔行為既會在微觀層面影響企業的發展，也會在宏觀層面影響經濟的進程。在管理層持股比例持續增長的前提下，管理層所做的財務決策對公司風險承擔的影響更為明顯，而財務彈性作為財務決策的重要依據，為企業把握未來的發展機遇提供了重要支撐。當公司財務彈性較高時，企業有較為充足的自有資本來彌補投資和運營的不足，管理者和控股股東擁有更大的決策空間，較低的風險厭惡情緒會促使其較為主動地提高風險承擔水平（王振山、石大林，2014）。與此同時，管理層會基于自身的持股比例，在不同的財務彈性條件下做出適度反應，根據企業在投資項目中的風險偏好確定公司的風險承擔水平，并以此為依據制定相應的財務政策，以實現與企業共享利潤、共擔風險。

現階段，我國正處于“經濟新常態”這一特殊時期。在這一背景下，我國企業不僅擁有大量潛在的投資機會和發展空間，同時也需要承受市場中大量不確定性因素的考驗。與其他國家的企業相比，管理層持股比例的增長趨勢和財務彈性的重要性愈發明顯。因此，從管理層持股的初衷、財務彈性的調節和風險承擔的本質來分析，研究管理層持股比例、財務彈性高低以及二者間的交互效應對風險承擔的影響，更具理論和現實意義。

二、理論分析與研究假設

（一）管理層持股對公司風險承擔的影響

現有的研究中，部分學者支持風險規避假說，他們經過研究發現管理層在持股比例上升后，風險厭惡情緒也會增強，更傾向于財富保值而拒絕接觸高風險行為。而且由于管理層在持股之后，他們的個人利益會直接與公司業績和股價波動聯系起來，管理層持股比例越高，管理層的財富受公司風險投資影響越大。項目成功固然會帶來較高的收益，但由失敗所造成的損失也會嚴重影響管理層的自身利益，所以，持股比例的上升會促使管理層進行風險規避（Lefebvre、Vieider，2010）。

也有部分研究堅持代理成本假說。根據代理理論分析，公司的股東是風險中性的，因為他們會依據實際情況對投資組合進行分散重組；而公司的管理層是風險厭惡的，因為他們會有意地對自身的利益進行保護。因此，在代理成本假說下，公司的風險承擔水平會受到代理問題的影響。Cole et al.（2011）指出，公司管理層將多方面的人力資本都投入公司，稍有失誤就會對其職業生涯產生較大的影響，所以管理者對高風險的項目投資會格外慎重，即使該項目可能帶來公司股權價值的顯著提升，管理者也可能會拒絕。可見，在風險承擔這一主題的研究范疇內，由于管理層和股東對風險所持態度不同，代理問題也會隨之產生，而管理層持股是解決這種利益沖突的最直接的辦法（Jensen、Meckling，1976）。

基于委托代理理論和管理層權力理論，在代理成本假說的前提下，我們發現經理追求私利的行為會對投資項目的風險產生影響，對聲譽的重視會影響經理的投資決策，對職業生涯的考慮會改變經理的風險偏好。以上原因導致經理的代理問題會影響公司的風險承擔水平。相關研究表明，管理層持股存在“壕溝防御效應”。但在當前我國管理層持股比例普遍偏低的情況下，借鑒Yeo et al.（2002）以及宋建波、田悅（2012）的研究結果，我們將基于管理層持股的“利益協同效應”進行論證。Croci、Petmezas（2013）認為，在管理層持股比例上升后，即使是風險厭惡型的管理層，其為了獲取公司業績提升后的股權收益，也會有更強的動機去選取風險較高、收益較大的投資項目，從而使公司的風險承擔水平得以提高；而風險偏好型的管理層則更有動力堅持自身的投資和經營策略。隨著公司管理層持股比例的上升，管理層的風險偏好會逐漸發生變化，其為了從風險程度較高的項目中獲取收益，往往會提高風險承擔水平；反之，在較低的持股比例條件下，管理層改變現狀和做出危機應對的動力相對不足，公司的風險承擔水平也會受到抑制。基于以上分析，本文提出假設1：

假設1：在當前我國管理層持股比例普遍偏低的情況下，管理層持股比例與風險承擔水平呈正相關關系。

（二）財務彈性對公司風險承擔的影響

通過分析融資優序理論，我們可以看出，財務彈性代表著公司通過所預留的融資空間和所持有的現金資本，去把握優質的投資機會和解決未知風險沖擊的能力。這方面的能力與現金持有水平和資本結構相關。較高的現金持有水平和較低的資產負債率能使公司保持較高的財務彈性；較低的現金持有水平和較高的資產負債率會降低公司的財務彈性。

當公司的財務彈性較高時，即使公司遭遇投資失敗或陷入經營危機，公司管理層也較容易尋求合理的應對措施，比如調動內部資金或者協調外部融資，這在一定程度上能夠削弱管理層的風險厭惡情緒，促使管理層做出提高公司風險承擔水平的決策；反之，較低的財務彈性往往會限制管理層的決策，滋生管理層的風險厭惡情緒，降低公司的風險承擔水平。據此，本文提出假設2：

假設2：公司財務彈性與風險承擔水平呈正相關關系。

（三）管理層持股與財務彈性對風險承擔的影響

從投資機會的角度可以衡量財務彈性對公司風險承擔水平的影響。當融資約束不存在時，公司可以根據投資機會自由支配投資支出。研究表明，公司具有較高投資支出，不一定選擇的都是高風險項目，所以風險承擔水平可能不會有明顯變化，但公司選擇較低的投資支出，勢必降低風險承擔水平（陳艷，2013）。此外，投資機會大的組合中更有可能包含那些高風險和高收益并存的項目，一旦成功，對公司價值的提升作用明顯，因此更有可能獲得管理層的青睞，公司的風險承擔水平也會隨之提升（崔勝凱等，2014）。當然，我們應該認識到，融資約束在大多數企業是真實存在且影響較大的，只有財務彈性高的公司才能夠把握好的投資機會，在提升公司風險承擔水平的同時抓住提高公司價值的機會，不至于出現公司資金水平低于預計投資支出的窘境；財務彈性低的公司常常因為陷入這種財務困境而無法正確識別和選擇市場上的投資機會，風險承擔水平也會受到抑制。

Boubakri et al.（2013）認為，財務彈性高就可以降低投資現金流的敏感性，從而有利于提高公司投資支出水平，風險承擔水平也會因此而提升。此外，如公司財務彈性較高，公司預留的外部融資空間或者內部周轉資金一般比較充足，即使遭遇投資失敗，也能在財務上進行緩解，公司股東和管理層的風險厭惡情緒會因此而弱化，代理問題得到抑制，風險承擔水平跟投資支出間的關系也不容易受到限制。

結合委托代理理論、管理層權力理論和融資優序理論來看，財務彈性的調節作用表現得較為明顯。筆者認為，當公司擁有較高的財務彈性時，管理層的風險厭惡情緒受到抑制，在風險承擔方面，公司的代理問題表現得并不明顯，管理層會比較主動地采用提高公司風險承擔水平的決策方案，此時，更高的持股比例使得管理層更有投資動力；而當公司的財務彈性較低時，高風險項目的投資失敗所帶來的沖擊是管理層不愿面對的局面，從保護自身利益的角度出發，他們會更傾向于選擇降低公司風險承擔水平的行為，管理層保留資金的動力也更強。據此，提出假設3：

假設3：管理層持股比例與財務彈性的交互效應與公司風險承擔水平表現出正相關關系。

作為公司戰略決策的一項重要指標基礎，財務彈性的高低在管理層持股比例對公司風險承擔水平的影響過程中，應該能夠起到一定的調節作用。

擁有較高的財務彈性的企業，在短期內籌措到投資所需資金的可能性更大，管理層在進行決策時更傾向于金融避險，所受到的限制也會相對較少，所以他們會比較主動地提高公司的風險承擔水平。此時，代理問題的影響較小，管理層能夠做出更有利于企業發展和自身利益的決策。更高的持股比例使得管理層有機會在良好的經濟狀況下追求更高的回報，從而擁有更強的投資動力，愿意也能夠承受更高的風險水平。而當公司的財務彈性較低時，企業的融資能力不強，為投資機會提供相應資金支持的能力較弱，管理層會因為資金的不足或者出于自身利益的考慮做出降低公司風險承擔水平的決策。因此，管理層持股和財務彈性的交互效應對公司風險承擔水平的影響應該引起我們的關注。

在競爭程度較高的市場環境中，由于不對稱信息的減少，股東與經理之間的代理問題也能得到有效緩解。在我國，民營控股多存在于競爭性行業中，而大量壟斷行業主要受到國家的控制。在這種特殊的市場環境中，處于壟斷行業的企業，產品價格調節和市場進入管制都會受到政府的干預，管理層在經營決策上只需付出較低的成本就能獲得較高的回報，所以，企業探索更好的管理層激勵方式的動力不足。然而，競爭性行業中的企業，隨時都要面對同行業甚至跨行業其他企業強有力的競爭，企業為了激發管理層的工作熱情，更愿意采取有效的激勵方式促使管理層更加努力地工作。文獻回顧中的相關觀點也證明了競爭程度較高時，管理層持股比例對風險承擔的影響更顯著。據此，提出假設4：

假設4：管理層持股比例與風險承擔水平呈正相關關系，管理層持股比例與財務彈性的交互效應與公司風險承擔水平之間存在正相關關系，這些關系在產品市場競爭程度較高的環境中更為顯著。

三、研究設計

（一）樣本選取

本文以2007～2016年在滬深A股上市的公司為樣本，依據以下條件篩選樣本公司：①公司截至2016年仍處于正常上市狀態，并剔除以往年度的ST和PT樣本；②樣本公司不屬于金融保險行業；③所有樣本必須保證2001～2016年連續16年資產收益率（ROA）數據可得，因為在本文對于動態內生性的研究中需要借助內生變量的滯后兩期值，即會用到2005年和2007年的數據來設定工具變量，而且根據風險承擔的計算要求，為獲得相應年份被解釋變量的值，需提供以該年份為結尾的連續五年ROA值（如2005年的樣本被解釋變量值需根據2001～2005年的數據進行計算）。我們最終選擇了479家樣本公司，收集了10年的數據共4790組觀測值。本文數據均來源于國泰安CSMAR數據庫，數據分析處理的軟件是Excel 2007和Stata 12.0。

（二）變量定義

1.被解釋變量。本文將公司風險承擔（RISK）作為實證研究設計的被解釋變量。借鑒Boubakri et al.（2013）以及余明桂等（2013）的研究，用公司資產收益率（息稅前利潤與期末總資產的比值，即ROA）在每個觀測期內的波動性（即每個觀測期內ROA的標準差）來衡量公司風險承擔（RISK）。

在獲取ROA的數據后，本文參照John et al.（2008）等的研究方法對樣本值進行處理。首先，對所有公司的ROA根據年度和行業的不同進行分類，然后將每家公司每年的ROA值減去同年同行業樣本公司的ROA均值后的調整值作為樣本數據，如公式（1）所示：

其中，Ni表示公司i所在行業樣本公司的總數量。

這樣做可以消除樣本間行業的影響，弱化變量間的個體差異，所獲得的干凈值更能體現樣本公司的風險決策水平。然后，我們計算每一個觀測期內一組干凈值的標準差，作為風險承擔的取值，即公式（2）中RISK1的值。

其中，AdjROAi，t是經過行業均值調整的ROA，i表示公司，t表示年份序數，T=5表示每五年為一個觀測期。

出于穩健性考慮，本文采用每個公司每個觀測期（即每連續的五年）內最大與最小的AdjROAi，t值的差額表示風險承擔RISK2，如公式（3）所示。該指標主要用于檢驗關于RISK1研究的正確性。

2.解釋變量。本文選取管理層持股比例（Ms）和財務彈性（Fd）作為實證研究中的解釋變量。根據董艷、李鳳（2011）的研究，本文先計算出管理層持股總數在年初與年末的平均數，再計算出公司股本總數在年初與年末的平均數，并用二者的比值來衡量管理層持股比例（Ms）。

本文通過設置虛擬變量來衡量財務彈性（Fd）。首先，借鑒Arslan et al.（2012）的研究方法，用資產負債率來衡量杠桿指標，用期末現金及現金等價物余額與總資產的期末余額的比值來衡量現金指標。借鑒顧乃康等（2011）的研究方法，本文選取了行業中位數法作為對指標分組的基本方法，將樣本分為高現金指標組和低現金指標組、高杠桿指標組和低杠桿指標組。然后，依據上述分組將樣本劃分為三類：高財務彈性公司（高現金比率低杠桿比率）、低財務彈性公司（高杠桿比率低現金比率）、一般財務彈性公司（低現金比率低杠桿比率和高現金比率高杠桿比率）。最后，本文設置虛擬變量對財務彈性水平分類并進行賦值：高財務彈性公司Fd值為2；一般財務彈性公司Fd值為1；低財務彈性公司Fd值為0。

3.控制變量。本文參考Mishra（2011）、余明桂等（2013）、Nguyen（2011）等的研究成果控制以下變量：股權制衡度（CS）、資產收益率（Roa）、市場化進程（Index）、企業規模（Size）、營業收入增長率（Growth）、年度（Year）、行業（Ind）、產品市場競爭（HHI）等。其中產品市場競爭（HHI）用赫芬達爾—赫希曼指數（簡稱“HHI指數”）度量，計算方法如公式（4）所示：

式（4）中：Sales表示公司的營業收入；i表示公司；j表示行業；t表示時間；Nj表示該行業內公司的數量。

本文主要變量名稱及說明如表1所示。

（四）模型的構建

為了更好地對研究假設進行檢驗，我們對動態內生性問題進行了關注。借鑒Wintoki et al.（2011）的研究成果，本文建立了如下兩個模型，即式（5）和式（6），以期用動態面板System GMM模型進行多元回歸，并將在研究中借助OLS（最小二乘法）和FE（固定效應模型）的回歸結果與之對比。

其中：RISKi，t-1表示滯后一期的風險承擔水平；H表示不可觀測的異質性；εit表示隨機誤差項。模型（6）的變量中引入了公司財務彈性與管理層持股比例的交叉項。

四、實證檢驗與結果分析

（一）描述性統計

為了對所研究變量的數據表現有一個整體、直觀的認識，本文按照變量定義部分的要求獲取了樣本數據，并對樣本數據的最大值、最小值、均值、樣本方差等觀測指標進行了描述性統計。描述性統計結果如表2所示。

從表2可以看到RISK1的最大值為0.130，最小值為0.004，均值為0.028，RISK2的最大值為0.316，最小值為0.010，均值為0.068，以上兩組結果都表明風險承擔水平在樣本間有一定的差異，由于該值經過行業調整，因此波動性相對較小。管理層持股比例的最大值為2.20%，均值為0.10%，表明不同的樣本間還存在一些差異。財務彈性是一組取值為0、1、2的虛擬變量，其樣本均值為1.244，標準差僅為0.597，樣本公司在2003～2014年間財務彈性的分布情況為：財務彈性高的占25.49%、財務彈性低24.16%、財務彈性一般的占45.35%。

從其他各項指標的統計結果來看，CS、Roa、Tat、Growth、Lev、Index、Size等指標的數據都較為均衡，均值、標準差等數據基本上與A股公司的整體情況相吻合，說明所選的樣本數據分布比較合理，異常情況較少。

表1 變量名稱及說明

表2 變量描述性統計結果

（二）相關性分析

上述模型中變量的相關性會影響多元回歸結果的質量，因此為了保證回歸結果的可靠性，本文借助Pearson相關系數檢驗變量之間的相關性，具體結果如表3所示。由表3來看，所設置的各個變量之間不存在顯著且嚴重的共線性問題，模型設置比較合理。

由表3中的數據可以初步看出，表中同一模型中的變量之間的相關性低于0.5，因此，本文推測模型中不存在嚴重的共線性問題。同時，風險承擔水平與多個變量存在顯著的相關關系，且這些變量與RISK1和RISK2保持著類似的相關關系，說明我們選擇的同一變量的不同表現形式在模型中能夠起到同樣的檢驗作用。例如，RISK1與Ms顯著正相關，與Fd顯著正相關，這也為本文的研究假設提供了更多的支持。同時，從多個控制變量與被解釋變量的相關關系來看，基本與我們模型設立時的預期吻合，也便于我們進行下一步分析。

（三）管理層持股、財務彈性對公司風險承擔的影響分析

根據前面的分析，我們可以用模型（5）來研究管理層持股、財務彈性與公司風險承擔的關系，本部分將使用最小二乘法、固定效應模型和System GMM三種估計方法分別進行回歸，并對回歸結果進行比較分析。模型（5）的回歸結果如表4所示。

表3 變量Pearson相關系數檢驗結果

表4 模型（5）的回歸結果

由于考慮了動態內生性，所以模型（5-C）是我們所關注的用System GMM估計方法對RISK1進行研究的回歸結果；模型（5-A）、模型（5-B）分別是用最小二乘法、固定效應模型對樣本進行研究的回歸結果，能在我們的設計中起到對比作用，以驗證選取System GMM作為本文主要研究模型的合理性；模型（5-D）是用System GMM估計方法對RISK2進行研究的回歸結果，用于進行穩健性檢驗。

模型（5）進行System GMM回歸的工具變量設置如下：首先，在水平方程中，用內生變量的滯后一期值和外生變量的當期值作為工具變量；然后，在差分方程中，用內生變量的滯后兩期值和外生變量的差分值作為工具變量。在模型（6）中，我們將采用同樣的方法設置工具變量。

通過對模型（5-C）的回歸結果進行觀察，可以發現：第一，管理層持股比例的系數為0.226，并在5%的水平上顯著，這說明管理層持股與公司風險承擔水平之間顯著正相關，與假設1一致，即當公司的管理層持有較高的股權比例時，管理層會用自身的權力去影響公司的財務決策，提升公司的風險承擔水平，以追求更大的利益。第二，財務彈性的系數為0.922，也在5%的水平上顯著，這說明財務彈性與公司風險承擔水平之間顯著正相關，與假設2一致，即當公司具有較高的財務彈性時，其風險承擔能力和意愿都會更強。

出于穩健性考慮，本文繼續以相同的樣本在模型（5-D）中用RISK2來衡量公司風險承擔水平。由回歸結果可知，管理層持股與公司風險承擔水平之間的正相關關系、財務彈性與公司風險承擔水平之間的正相關關系依然能夠成立，與模型（5-C）的回歸分析結論保持一致，依然支持本文假設，這也說明由模型（5-C）得到的結論是穩健的。

相對來說，從模型（5-A）和模型（5-B）的回歸結果來看，雖然Ms、Fd均與RISK1正相關，擬合程度也較好，但與模型（5-C）相比，沒有表現出顯著的相關性。這說明動態內生性的問題在模型（5）中是存在的，所以用OLS和FE的估計方法并不能很好地解釋假設1和假設2，這也說明動態內生性在本文的研究中是存在且需要重點關注的。

（四）進一步分析與檢驗

在模型（5）中我們沒有考慮公司財務彈性與管理層持股比例的交叉項，為完善研究，我們在模型（6）中將管理層持股比例與財務彈性的交叉項對公司風險承擔的影響考慮進來。

在假設3中，當公司財務彈性較低時，管理層對風險承擔水平的影響十分有限，因為此時即使管理層持股比例較大，很多不愿意過度冒險的公司也會考慮到其實際財務狀況，為保證持續經營，避免陷入財務困境，而做出較為保守的決策，此時公司應對風險的能力和意愿都不強。而當公司財務彈性較高時，公司管理層會有更大的決策自由度，管理層的權力發揮作用的空間更大，持股比例高的管理層更愿意選擇投資回報較高的高風險項目，公司也能夠通過合理的運營來相應提高公司的風險承擔水平。因此，本文預期管理層持股比例與財務彈性的交叉項與公司風險承擔之間存在顯著的正相關關系，模型（6）也將對此關系進行重點考察。

在假設4中，我們討論了不同市場競爭程度下的不同影響效果。由于產品市場競爭會對我們的研究結論產生一定的影響，所以根據變量定義中的說明，我們借助HHI指標對樣本再進行一次分組。如果樣本所在行業HHI指標大于等于該年度各行業HHI的中位數，則將該樣本歸于高市場競爭環境組，其余樣本歸為低市場競爭環境組，即競爭較強組和競爭較弱組，兩組樣本將分別進行System GMM回歸，其中設置工具變量的方法與模型（5）中相同，結果分別如模型（6-E）和（6-F）中所示。

各估計方法的回歸結果如表5所示。

通過觀察模型（6-C）的回歸結果可以得出：第一，管理層持股比例的系數為0.875，在5%的水平上顯著，在考慮交叉項的影響時，管理層持股比例與公司風險承擔間的正相關關系仍然存在。第二，財務彈性的系數為0.737，在5%的水平上顯著，這說明財務彈性與公司風險承擔之間的正相關關系也依然顯著。第三，管理層持股與財務彈性的交叉項系數為1.340，在1%的水平上顯著為正，說明財務彈性確實能在管理層持股比例對公司風險承擔的影響中起到調節作用，在財務彈性較高時，公司管理層持股比例的提升對風險承擔水平的影響更明顯；而當財務彈性較低時，公司管理層持股比例的對風險承擔水平的影響不太顯著。

將模型（6-A）和模型（6-B）的回歸結果與模型（5-C）的回歸結果進行對比，可以發現動態內生性的問題在模型（6）中是存在的，所以用System GMM能更好地檢驗假設3和假設4。與模型（5-D）相同，模型（6-D）也是通過對被解釋變量RISK2的回歸進行穩健性檢驗，回歸結果表明模型（6-D）與模型（6-C）的結論基本一致，可見由模型（6-C）得出的結論是穩健的。

本文對于動態內生性的理論分析和實證檢驗結果表明，動態內生性在本文研究中是存在的，這也表明模型的解釋變量與被解釋變量相互之間存在跨期影響，前一期解釋變量會影響當期被解釋變量，而當期被解釋變量又對下一期解釋變量有反饋效應。

通過對比模型（6-E）和模型（6-F）的回歸結果可以發現，在模型（6-E）的回歸結果中，管理層持股比例和財務彈性的交叉項系數的絕對值更大，而且顯著性水平更高。因此，在競爭較強的產品市場環境中，管理層的持股比例和財務彈性對公司風險承擔的影響更明顯，這也驗證了前文研究假設。

（五）穩健性檢驗

為了驗證回歸結果的穩健性，本文進行了穩健性檢驗，具體如下：第一，在模型回歸過程中對RISK1進行System GMM回歸時，對RISK2也進行了同步檢驗，研究結果表明本文結論是穩健的；第二，用未經行業調整的ROA的五年滾動標準差作為被解釋變量來衡量公司風險承擔水平，回歸結論與RISK1的一致，但顯著性水平有差異，這里沒有給出具體結果；第三，用與RISK1的數據處理一致的方法，以經行業調整的ROE的五年滾動標準差作為被解釋變量來衡量公司風險承擔水平，結論也與本文回歸結果一致，此處未予以列示。

表5 模型（6）的回歸結果

五、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文通過以篩選后的2005～2014年A股上市公司的經驗數據為樣本進行回歸，得出了以下結論：

第一，在當前我國管理層持股比例平均水平偏低的背景下，管理層持股比例的上升，會相應地提升公司風險承擔的水平。

第二，財務彈性較高的企業，公司風險承擔水平也更高。

第三，管理層持股比例與財務彈性的交互效應對公司風險承擔水平的提高有促進作用。財務彈性較高時，公司管理層能更從容地應對風險，理性地選擇符合公司發展和自身利益的投資項目和經營策略，此時管理層持股比例的增加對公司風險承擔水平的影響也表現得更明顯。

第四，相比于競爭程度不高的產品市場，在競爭程度較高的市場中，公司管理層的信息能更加有效地反映到決策結果之上，公司管理層持股比例和財務彈性對公司風險承擔的影響程度更顯著。

第五，從研究模型中對動態內生性的考察結果來看，公司管理層持股比例和財務彈性對公司風險承擔的影響存在一定的跨期效應，當期的風險承擔水平受到前期管理層持股比例和財務彈性的影響，同時也會影響到滯后期公司對于管理層持股比例和財務彈性水平的調節。

（二）政策建議

1.合理改善內部治理結構。我國管理層權力尋租問題普遍存在，當缺乏有效的監督和管理約束時，極易滋生管理層自利行為。為了防止管理層自利行為的發生，上市公司在允許通過股權激勵等途徑提升管理層持股比例的同時，也需要不斷提高公司內部治理質量。政策制定者可以從制度規范上對公司的治理結構進行完善。

2.積極調整風險管理策略。本文選取了管理層持股比例和財務彈性兩大指標對公司的風險承擔水平進行分析，事實上，公司治理、經營決策等方面還有很多因素都會對風險承擔水平產生影響。相關研究表明它們之間的相關關系在某些條件下是成立的，因此企業應當結合研究成果，根據自身的實際情況和戰略規劃，選擇適合的風險承擔水平，保障公司價值獲得提升，并在這一過程中對風險承擔的各影響因素予以關注，從而積極做出調整。比如借助本文研究成果，公司在制定風險管理策略時，就可以根據公司對風險承擔水平的預期，改善資本結構、調配現金持有量、控制管理層持股比例，以為風險管理的順利實施提供幫助。同時，處于不同競爭環境中的上市公司，也可以根據自身所處的行業特點，對風險承擔水平的控制采取相應的措施。

3.妥善運用公司風險信息。對資本市場的利益相關者和信息使用者來說，公司風險承擔的信息可以作為其了解公司運營水平、分析股價變動趨勢、判斷財務信息質量、監督市場運行狀況等行為的工具。通過本文或類似的研究，公司風險承擔信息的內涵和外延得到了擴展，我們可以從更深的層次、更多的方面、更廣的角度來分析風險的成因，控制風險的發生甚至預測風險的走向。同樣，政策制定者也可以結合這些關于風險承擔的信息，積極地針對股權激勵方案、融資約束條件、市場競爭程度等問題制定相應的政策措施，以應對或者防范過度風險的發生，降低經濟危機發生的可能性。

顧乃康，萬小勇，陳輝．財務彈性與企業投資的關系研究［J］．管理評論，2011（6）．

宋建波，田悅．管理層持股的利益趨同效應研究——基于中國A股上市公司盈余持續性的檢驗［J］．經濟理論與經濟管理，2012（12）．

王振山，石大林．機構投資者、財務彈性與公司風險承擔——基于動態面板System GMM模型的實證研究［J］．中央財經大學學報，2014（9）．

余明桂，李文貴，潘紅波．管理者過度自信與企業風險承擔［J］．金融研究，2013（1）．

朱衛東，許賽．融資約束視角下終極控股股東對企業風險承擔的影響［J］．工業技術經濟，2016（3）．

邵翠麗．財務結構會影響企業的財務靈活性嗎——來自A股上市公司的經驗證據［J］．財會月刊，2017（15）．

馬春愛．財務彈性最新研究進展及研究方向展望［J］．財會月刊，2016（34）．

Arslan A.，Florackis C.，Ozkan A.. Financial Flexibility，Corporate Investment and Performance：Evidence from Financial Crises ［J］ ．Review of Quantitative Finance and Accounting，2012（6）．

Boubakri N.， Cosset J. C.， Saffar W.. The Role of State and Foreign Owners in Corporate Risk-taking：Evidence from Privatization［J］．Journal of Financial Economics，2013（8）．

Cagliano A. C.，Grimaldi S.，Rafele C.．Choosing Project Risk Management Techniques：A Theoretical Framework［J］．Journal of Risk Research，2015（32）．

Frederick D. O. ． Corporate Governance Structure and Product Market Competition［J］ ．Applied Economics，2016（12）．

John K.， Litov L.， Yeung B. ．Corporate Governance and Risk-taking［J］．The Journal of Finance，2008（16）．

Kaplanski G.，Levy H. ．Value-at-risk Capital Requirement Regulation， Risk-Taking and Asset Allocation： A Mean Variance Analysis［J］ ．The European Journal of Finance，2015（20）．