一、引言

近年来，中国资本市场股价崩盘事件层出不穷：2016年金亚科技因为虚增未分配利润导致复牌后股价暴跌，连续5个跌停；2017年众和股份年报业绩突然变脸，导致65.6%的跌幅；尔康制药因自曝虚增巨额利润，在2017年11月23日调查复牌后立刻收获3个一字跌停。股价崩盘作为中国股市的“金融异象”，严重影响了我国资本市场的健康发展(潘越等，2011)。这一“金融异象”不仅使投资者的财富可能遭受重大损失，动摇其对资本市场的信心，而且资本市场稳定也可能因此遭受破坏，进而影响实体经济的健康发展。因此，寻求抑制股价崩盘风险的因素具有极其重要的现实意义。

关于股价崩盘风险的形成机理，已有文献认为在信息不对称背景下产生的代理问题是其形成的重要原因。管理层受到诸如保住自己的职位和薪酬(LaFond and Watts, 2008；Ball, 2000)、获得短期期权价值(Kim et al., 2011a)、构建个人帝国(Kothari et al., 2009)等自利动机的驱使，会隐藏企业的负面消息，管理者的这种信息管理行为将导致股票价格被严重高估，并产生泡沫。当负面消息隐藏到一定临界点无法再隐藏时，其突然释放会导致股价大跌(Hutton et al., 2009)，这就是股价崩盘风险。

负面消息的累积和突然释放是引起股价崩盘风险直接原因，有大部分研究从信息质量的角度出发来探讨股价崩盘风险的影响因素，例如信息透明度(Hutton et al., 2009；李增泉等，2011)、国际财务报告准则强制采用(Defond et al., 2011)、内部控制信息披露(叶康涛等，2015)、社会责任信息披露(宋献中等，2017)；随着研究的不断深入，有些文献开始把研究视角从信息质量转向信息背后的行为主体特征，例如李小荣、刘行(2012)探究CEO和CFO性别对股价崩盘风险的影响，许年行等(2012)则考察了分析师的乐观度如何影响股价崩盘风险，也有文献探究机构投资者持股特征与股价崩盘风险的关系(孔东民、王江元，2016)，还有研究则探讨控股股东是否有股权质押、大股东持股比例、投资者结构等对股价崩盘风险的影响(王化成等，2015；谢德仁等，2016；李广川等，2009)。相比与信息质量特征和主体自身特征，纵向兼任高管作为一种关系安排，其反映的是大股东和管理层的纵向联结关系，而大股东和管理层的关系一直以来是研究公司治理问题的核心，然而，鲜有学者关注这一关系——纵向兼任高管，如何影响股价崩盘风险。

纵向兼任高管在我国上市公司中广泛存在，比重达到57.26%(郑杲娉等，2014)，但关于纵向兼任高管的研究并不多，得出的结论也不尽相同。有研究发现纵向兼任高管可以在企业中发挥积极作用：比如Arnoldi et al.(2013)利用中国集团公司样本研究发现纵向兼任董事长能够提升企业绩效，潘红波、韩芳芳(2016)从企业的会计信息质量出发，研究发现纵向兼任高管可以提高会计信息质量，且这种效应主要发生在国有企业，还有研究从企业风险承担角度探讨了纵向兼任高管的积极作用(佟爱琴、李孟洁，2018)；但也有研究从企业价值出发得到不一样的结论：郑杲娉等(2014)认为纵向兼任高管在新兴市场中方便大股东侵占中小股东的利益，会降低企业价值。因此，纵向兼任高管作为在我国上市公司中广泛存在的关系，其对企业的影响机理比较复杂，那么纵向兼任高管又是如何影响股价崩盘风险的呢？

纵向兼任高管作为大股东和管理层的一种纵向联结方式，其可能产生的作用可以从两方面来看：一方面，从第一类代理理论出发，纵向兼任高管可以让大股东更好的加强对上市公司的监督，管理层在更大的外部监督之下更难隐藏负面消息，进而降低股价崩盘风险，体现为“监督效应”；另一方面，从第二类代理问题出发, 纵向兼任高管也可能使大股东更好的控制上市公司，便于大股东私有收益的获取，大股东为掏空中小股东而隐藏负面消息将带来更高的股价崩盘风险，体现为“更多掏空效应”；当然，也有可能因为大股东向企业委派高管，使得大股东与被委派企业的利益更一致，从而减少对中小股东的掏空，即“更少掏空效应”。究竟哪一种效应发挥主导作用还不得而知，因此本文通过实证检验来探究纵向兼任高管如何影响股价崩盘风险。

本文以中国2007年-2017年A股上市公司为研究样本，深入探究纵向兼任高管会对股价崩盘风险产生何种影响以及如何影响。通过实证检验发现，纵向兼任高管能够降低公司未来股价崩盘风险，并且通过“监督效应”和“更少的掏空效应”共同发挥作用来降低股价崩盘风险，在进行Heckman两阶段模型、倾向得分匹配等稳健性检验后，这一结论依然成立。同时，本文进一步研究发现，当纵向兼任高管权力越大时，即纵向兼任董事长时，对公司未来股价崩盘风险的降低作用越明显。

相比现有文献，本文的贡献有三个方面：第一，以往研究主要探讨了纵向兼任高管对公司绩效(Arnoldi et al., 2013)、会计信息质量(潘红波、韩芳芳，2016)、企业价值(郑杲娉等，2014)等的影响，本文将纵向兼任高管的影响从改善公司内部治理延伸至维护资本市场发展，拓展了现有的分析框架，基于资本市场稳定性考虑，纵向兼任高管究竟是起到何种作用，本文首次从股价崩盘风险的角度给出了新的解释，拓展现有纵向兼任高管的研究视角。

第二，以往研究发现纵向兼任高管要么发挥“监督”作用(潘红波、韩芳芳，2016)，要么发挥“掏空”作用(郑杲娉等，2014)，而本文将“掏空”区分为“更多掏空”和“更少掏空”，发现纵向兼任高管同时通过“监督效应”和“更少掏空效应”对企业产生积极影响，降低股价崩盘风险，丰富了我们对中国资本市场上纵向兼任高管公司治理机制的认识。

第三，以往讨论高管异质性对公司治理影响的文献主要集中在高管年龄、教育背景、工作背景、政治联系、风险偏好等(张建君、张闫龙，2016；林长泉等，2016)，本文讨论高管纵向兼任权力差异对股价崩盘风险的影响，发现相比纵向兼任总经理，兼任董事长更能够降低股价崩盘风险。因此本文从纵向兼任高管“权力差异”这一异质性视角丰富了高管异质性的相关文献。

二、制度背景与研究假设 (一) 制度背景

企业纵向兼任高管这一现象广泛的存在于我国上市企业中(郑杲娉等，2014), 作为大股东控制上市企业的四种主要方式之一，相比与交叉持股、金字塔结构、同股不同权，纵向兼任高管的文献探讨方面还尚少(Claessens S. et al., 2000；Claessens S. et al., 2002)，从监管部门相关规定来看，不同监管部门持有不同的态度。

早在1998年，为了促进我国资本市场的健康发展，更好的保护投资者的利益，中国证监会发布《关于对拟发行上市企业改制情况进行调查的通知》提到“三分开”，即通过“先改制后发行”来对纵向兼任高管进行限制；在2003年，中国证监会发布《关于进一步规范股票首次发行上市有关工作的通知》，由最初的“三分开”发展为“五分开”，指出企业的“业务、资产、人员、机构、财务”是否与股东分开是发审会的重点关注内容。证监会对纵向兼任高管的监管一直没有放松，并不断提出新的要求，但是由于没有明确具体的惩罚措施，政策限制的实际影响有限。

然而，国有资产管理部门对于纵向兼任高管的观点却相反，近年来，在国资委以合并、分拆和反向收购等模式推进的国有企业改革中，以中国电建和中国铁建等为代表的国企集团公司委派高管在上市公司中兼任的现象屡见不鲜，并且得到了各级政府部门的批准。从政府角度出发，这可能是由于纵向兼任高管可以更好的控制和监管上市公司，从而减少国有资产的流失。因此，从监管部门的不同态度不难得出纵向兼任高管的作用不能一概而论，本文将从资本市场稳定性这一视角来探讨纵向兼任高管这一现象，更好的认识其作用。

(二) 研究假设

负面消息隐藏是导致股价崩盘风险的重要原因。已有研究从信息不对称角度出发，认为管理者出于自我私利会隐藏企业的负面消息(LaFond and Watts, 2008；Ball, 2000；Kim et al., 2011a；Kothari et al., 2009)，负面消息积累到一定程度突然释放会导致股票价格大跌(Hutton et al., 2009)，从而产生股价崩盘风险。因此，企业负面消息的产生和隐藏是导致股价崩盘风险发生的直接原因。

负面消息隐藏是导致股价崩盘风险的重要原因。已有研究从信息不对称角度出发，认为管理者出于自我私利会隐藏企业的负面消息(LaFond and Watts, 2008；Ball, 2000；Kim et al., 2011a；Kothari et al., 2009)，负面消息积累到一定程度突然释放会导致股票价格大跌(Hutton et al., 2009)，从而产生股价崩盘风险。因此，企业负面消息的产生和隐藏是导致股价崩盘风险发生的直接原因。

纵向兼任高管作为大股东和上市公司之间一种直接的纵向联结(Arnoldi et al., 2013), 可以使得公司高管与大股东产生更强的联系。一方面，从第一类代理问题出发，由于大股东和管理层存在着代理问题，管理层出于自我私利会隐藏负面消息(LaFond and Watts, 2008；Ball, 2000；Kim et al., 2011a；Kothari et al., 2009)，管理层“报喜不报忧”的消息管理行为(Ball, 2000)，将会损害大股东的利益带来股价崩盘风险。在存在纵向兼任高管的情况下，大股东可以很好的对管理层进行监督，抑制其选择性披露负面消息的行为，即纵向兼任高管可以通过“监督效应”来降低公司未来的股价崩盘风险。

另一方面，从第二类代理问题出发, 纵向兼任高管体现为一种纵向联结，这种纵向联结，一方面可能体现为大股东对企业更好的控制，另一方面也可能体现为高管能够影响大股东决策(Arnoldi et al., 2013)，及大股东与企业利益绑定在一起(Adler and Kwon, 2002；Arnoldi et al., 2013)，因此纵向兼任高管可能产生“更多掏空效应”，也可能产生“更少掏空效应”。

从“更多掏空效应”角度出发，已有研究表明大股东可以通过特殊的关联购销、担保或占款等形式侵占公司的利益(李增泉等, 2004；蒋神州，2011), 纵向兼任高管也可能使得大股东可以更好的控制管理层，因此能够强化其控制权私有收益获取的能力，即大股东能够更多的对中小股东进行掏空，掏空这一“隧道挖掘”行为必然要对负面消息进行隐藏(Johnson et al., 2002)，随着负面消息的隐藏和积累，最终会导致股价崩盘风险的发生。

“更少的掏空效应”主要从被掏空方和掏空方两个角度来进行探讨。

基于被掏空方，Adler and Kwon(2002)的研究表明，纵向兼任形成的这样一种管理和社会纽带，对于下属公司来说是一种社会资本，这种纽带联系可以促进信息交流、相互影响和相互团结。同时也意味着下属公司高管可以更好的从大股东单位获取信息、及影响大股东单位决策(Arnoldi et al., 2013)。Arnoldi et al.(2013)研究纵向兼任高管与企业绩效之间的关系，发现纵向兼任高管产生的“信息交流”和“相互影响”可以减少大股东将下属公司资源转移到其他实体，即通过减少大股东的掏空来提升企业绩效。因此，基于被掏空方，纵向兼任高管可以使公司高管影响大股东决策，减少其对企业的掏空，进而会减少基于大股东掏空行为而带来的负面消息隐藏，进而降低企业的股价崩盘风险。

基于掏空方，有研究发现大股东并不总是掏空企业，大股东也可能会为了获取长期利益而对企业表现出支撑行为，比如以私人资源和能力来支撑企业长期发展(Friedman et al., 2003)。连燕玲等(2012)的研究发现大股东委派CEO能够与企业建立“强关系”联盟，使得大股东能够更好的支撑企业。Arnoldi et al.(2013)通过手工收集了中国上市公司纵向兼任高管的数据，发现在同等条件下，相比于其他附属企业，大股东也更愿意向纵向关联上市公司投入资源，增加支撑效应等。因此，纵向兼任高管这一联结关系可以使大股东与企业利益绑定在一起(Adler and Kwon, 2002；Arnoldi et al., 2013)，此时大股东更愿意获取稳定的长期利益，进而减少掏空这一有风险的短期利益获取方式，进而降低因掏空隐藏负面消息带来的股价崩盘风险。

同时，大股东控制权成本降低，也会使大股东与中小股东持股利益诉求更一致。大股东和中小股东持股多少的不同会带来持股成本的差异。大股东因需要持有一定量的股份来取得控制权地位，而这样一种集中股份带来的成本我们称为“控制权成本”，控制权成本包括因集中股份带来的资本流动性差(Hart, 1995)、非分散化风险(Demsetz and Lehn, 1985)、监督管理层(Shleifer and Vishny, 1986)等产生的成本。因此，大股东相比中小股东存在这一成本，其会通过控制权谋取私利来弥补这种控制权成本(刘少波，2007)。纵向兼任高管这一纵向联结可以使得大股东强化对企业的控制(Lincoln et al., 1992)，但这控制强化不需通过股份增持来实现，因此降低本应增加的控制权成本，更少的控制权成本使其利益诉求与中小股东更加一致，在一定程度上能够减少控制权私利行为，即减少因控制权私利而带来的掏空行为(Johnson et al., 2000)，更少的掏空行为会降低负面消息的隐藏行为，进而企业所面临的股价崩盘风险更低。

综上所述，从第一类代理理论出发，纵向兼任高管可以作为大股东监督管理层的重要手段，从而降低管理层负面消息的隐藏，因此通过“监督效应”来降低企业未来的股价崩盘风险；从第二类代理理论出发，纵向兼任高管可能强化大股东对企业的控制，使其更好的掏空带来更大的股价崩盘风险，即体现为“更多掏空效应”，也有可能使得高管能够更好影响大股东决策，及大股东与企业的整体利益有可能更一致，大股东会减少对企业的掏空进而降低股价崩盘风险，即体现为“更少掏空效应”。基于以上分析，本文提出如下竞争性假设：

H1a：基于“监督效应”和“更少掏空效应”，纵向兼任高管会降低公司未来的股价崩盘风险。

H1b：基于“更多掏空效应”，纵向兼任高管会增加公司未来的股价崩盘风险。

三、研究设计 (一) 样本选择与数据来源

考虑到新会计准则2007年1月1开始执行，为了避免不同会计政策对本文研究的影响，本文选择2007年-2017年中国A股上市公司作为研究样本，借鉴权小锋等(2015)、宋献中等(2017)的研究，对样本进行如下筛选处理：(1)剔除金融类上市公司；(2)剔除ST、PT上市公司；(3)为了更可靠的计算股价崩盘风险指标，剔除年度周收益观测值少于30的公司；(4)我们剔除存在其他实证数据缺失的公司；(5)对实证数据中的连续变量进行1%和99%的缩尾处理。本文的股价崩盘风险、财务数据以及公司治理等变量数据源于CSMAR数据库，机构投资者数据源于RESSET数据库。

(二) 变量定义 1. 股价崩盘风险

借鉴权小锋等(2015)、叶康涛等(2018)等的研究，本文将采取两个股价崩盘风险指标作为回归分析的因变量，这两个股价崩盘风险指标都是基于公司的周特质收益率计算而来，下面将对公司周特质收益率及两个股价崩盘风险指标的计算进行说明：

周特质收益率反映的是个股收益率不能被市场收益率解释的部分，我们将通过模型(1)来获取周特质收益率数据，在模型(1)中，γ_{i, τ}为公司i的股票在第τ周的加权平均收益率，γ_{M, τ}市场在第τ周的加权平均收益率。残差ε_{i, τ}表示个股收益率不能被市场收益率解释的部分。我们将w_{i, τ}=ln(1+ε_{i, τ})定义为公司的周特质收益率。

$ r_{i, \tau}=\alpha_{i}+\beta_{1} \gamma_{M, \tau-2}+\beta_{2} \gamma_{M, \tau-1}+\beta_{3} \gamma_{M, \tau}+\beta_{4} \gamma_{M, \tau+1}+\beta_{5} \gamma_{M, \tau+2}+\varepsilon_{i, \tau} $

(1)

本文将以公司的周特质收益率为基础数据，构建以下两个股价崩盘风险衡量指标：

(1) 本文第一个测度股价崩盘风险的指标是公司特质收益率偏度的负值(NCSKEW)，它代表股价崩盘发生的可能性，其值越大，表示发生崩盘的风险越高(叶康涛等，2018；褚剑、方军雄，2016；谢德仁等，2016)。公司i在年度t的NCSKEW为：

$ N C S K E W_{i t}=-\left[n(n-1)^{3 / 2} \sum w_{i \tau}^{3}\right] /\left[(n-1)(n-2)\left(\sum w_{i \tau}^{2}\right)^{3 / 2}\right] $

(2)

其中n为交易周数，w_{i, τ}为公司i在t年第τ周的特质收益率。

(2) 本文第二个测度股价崩盘风险指标DUVOL定义为下跌波动率与上涨波动率之比，DUVOL取值越大，表示股价崩盘风险越高(王化成等，2015；叶康涛等，2018)。首先，在计算该指标之前，我们需要定义上涨周和下跌周，其中上涨周是指周特质收益率大于年度均值的周，下跌周是指周特质收益率小于年度均值的周；其次，在区分上涨周和下跌周的基础上，计算上涨波动率和下跌波动率，上涨波动率是指上涨周份特质收益率的标准差，下跌波动率是指下跌周份特质收益率的标准差；再次，计算出下跌波动率和上涨波动率的比值；最后，将比值取自然对数得到DUVOL指标。具体公式为：

$ D U V O L_{i t}=\log \left\{\left[\left(n_{u}-1\right) \sum\limits_{d o w n} w_{i \tau}^{2}\right] /\left[\left(n_{d}-1\right) \sum\limits_{u p} w_{i \tau}^{2}\right]\right\} $

(3)

其中，n_u(n_d)为股票i的上涨周数和下跌周数。DUVOL越大，表示股价崩盘风险越高。

2. 纵向兼任高管

借鉴郑杲娉等(2014)的研究，纵向兼任高管指标AM定义如下：纵向兼任高管分为两种情况：第一，公司的总经理或董事长，同时为第一大股东或属于实际控制人；第二，公司的总经理或董事长，同时也在第一大股东单位或实际控制人单位任职。

本文借鉴股价崩盘风险的相关研究(谢德仁等，2016；宋献中等，2017；叶康涛等，2018)，我们选取了以下控制变量：负收益偏态系数(NCSKEW)、月度换手率(OTURN)、周收益率(SIG)、平均周收益率(RET)、公司规模(SIZE)、账面市值比(BM)、资产负债率(LEV)、经营业绩(ROA)、信息不透明度(DA)、第一大股东持股比例(TOPHOLD)、企业性质(SOE)。如表 1所示：

(三) 模型设计

借鉴已有相关研究(谢德仁等，2016；叶康涛等，2018)，为了检验本文的假设1来构造模型(4)，其中被解释变量为第t+11期两个股价崩盘风险指标(NCSKEW_t+1)、(DUVOL_t+11)；解释变量为第t期高管纵向兼任指标AM_t；控制变量为负收益偏态指数(NCSKEW_t)、月均超额换手率(OTURN_t)、收益的波动(SIG_t)、平均周收益率(RET_t)、公司规模(SIZE_t)、账面市值比(BM_t)、资产负债率(LEV_t)、总资产报酬率(ROA_t)、信息部对称程度(DA_t)、第一大股东持股比例(TOPHOLD_t)、企业性质(SOE_t)，同时还控制年度和行业固定效应。

$ \begin{aligned} RISK_{i, t+111}&=β_{0}+β_{1}AM_{i, t}+β_{2}NCSKEW_{i, t}+β_{3}OTURN_{i, t}+β_{4}SIG_{i, t}+β_{5}RET_{i, t}\\&+β_{6}SIZE_{i, t}+β_{7}BM_{i, t}+β_{8}LEV_{i, t}+β_{9}ROA_{i, t}+β_{10}DA_{i, t}+β_{11}SOE_{i, t}\\&+β_{12}TOPHOLD_{i, t}+ΣYEAR+ΣIND+ε_{i, t} \end{aligned} $

(4)

当纵向兼任高管指标(AM)的系数显著为负时，即纵向兼任高管降低企业的股价崩盘风险，本文的假设H1a将得到验证；当纵向兼任高管指标(AM)的系数显著为正时，即纵向兼任高管增加企业的股价崩盘风险，本文的假设H1b将得到验证。

四、实证结果 (一) 描述性统计分析

描述性统计结果表明^①，NCSKEW_t+11和DUVOL_t+11的均值分别为-0.291、-0.238，这与现有研究基本一致(褚剑、方军雄，2016)。纵向兼任高管的均值为0.593，这与郑杲娉等(2014)报告的0.572基本一致，说明上市公司中大股东兼任高管的情况比较普遍，也为本文研究纵向兼任高管与股价崩盘风险的关系奠定了基础。其他控制变量的分布也均在合理范围内。

① 限于篇幅，变量的描述性统计结果可向作者索取。

(二) 相关性分析

相关性结果表明^②，NCSKEW_t+11和DUVOL_t+11的Pearson和Spearman相关性系数在1%水平下显著正相关，分别为0.847、0.854，说明两个股价崩盘风险指标具有较好的一致性。纵向兼任高管AM_t与两个股价崩盘风险指标的相关性系数均在1%水平上显著为负，说明纵向兼任高管的公司未来股价崩盘风险更低, 这一相关性结果符合本文的假设H1a。本文解释变量之间的相关性系数都小于0.5，说明本文构建的模型(4)不存在多重共线性问题。

② 限于篇幅，变量的相关性分析可向作者索取。

(三) 单变量分析

如表 2所示，按照是否存在纵向兼任高管进行分组，然后分别检验两组样本单变量的均值和中位数差异。股价崩盘风险指标NCSKEW_t+11、DUVOL_t+11的均值在存在纵向兼任高管/不存在纵向兼任高管的组为-0.309/-0.265、-0.250/-0.220，存在纵向兼任高管的组(AM=1)的股价崩盘风险指标的均值都要小于不存在(AM=0)的组，且均在1%水平上显著；对两组样本进行中位数检验也得到一致的结果；以上单变量分析证据支持的本文的假设H1a，即纵向兼任高管会降低公司的股价崩盘风险。

(四) 回归分析

表 3报告了本文假设1的回归结果。在列(1)和(4)中，我们没有加入控制变量，也没有控制年度和行业，此时纵向兼任高管AM_t对应两个股价崩盘风险指标NCSKEW_t+111、DUVOL_t+111的系数分别为-0.0446、-0.0302，且都在1%水平下显著。在列(2)和(5)中，我们进一步控制公司规模(SIZE_t)、资产负债率(LEV_t)、负收益偏态指数(NCSKEW_t)、月均超额换手率(OTURN_t)、收益的波动(SIG_t)等公司特征变量和影响股价崩盘风险变量后，发现纵向兼任高管AM_t的系数依然在1%水平下显著。在列(3)和(6)中，我们还控制了年度固定效应和行业固定，发现纵向兼任高管AM_t与股价崩盘风险NCSKEW_t+111、DUVOL_t+111依然负相关，且均在1%水平下显著。以上回归结果表明，纵向兼任高管降低了未来股价崩盘风险，符合本文的假设H1a。

五、影响机制分析

虽然前文的实证分析已经证明了纵向兼任高管可以降低企业未来的股价崩盘风险，但是其背后的影响机制还不清楚。纵向兼任高管作为大股东与企业纵向联结的一种方式，其可能通过两种途径来降低企业未来的股价崩盘风险：第一，从第一类代理问题出发，纵向兼任高管能够使大股东更好的监督管理层，使管理层更难隐藏负面消息，从而降低公司未来的股价崩盘风险，体现为纵向兼任高管的“监督效应”；第二，从第二类代理问题出发，纵向兼任高管作为大股东与企业纵向联结的一种方式，使得大股东与企业的利益方向更加一致，从而减少了大股东与中小股东的代理问题，表现为大股东更少的掏空，因此负面消息的隐藏就会更少，从而降低公司未来的股价崩盘风险，体现为纵向兼任高管的“更少掏空效应”。因此，本文将从“监督效应”和“更少掏空效应”来探究纵向兼任高管降低股价崩盘风险的作用机制。

(一) 检验“监督效应”假说

从第一类代理理论出发，“监督效应”假说认为纵向兼任高管可以加强大股东对管理层的监督，从而降低高管的自利和隐藏负面消息的行为，从而降低企业未来的股价崩盘风险。基于“监督效应”假说我们可以推断，如果企业的第一类代理问题越严重，即高管隐藏负面消息等自利行为更严重时，纵向兼任高管作为大股东监督高管的一种方式，其“监督效应”更能够发挥作用。

张馨艺(2012)研究表明高管持股比例能够很好的反映第一类代理问题的严重性，因为高管持股能使高管个人利益与公司利益绑定在一起。本文以高级管理人员(总经理、总裁、CFO、副总经理、副总裁、董事长秘书和年报上公布的其他管理人员)持股之和占总股本的比例来表示高管持股比例，作为衡量第一类代理问题的替代变量；除考虑高管持股外，董事在一定层面也参与公司战略决策，并且我国国有股份的董事同样是代理人，董事加入管理层持股计划也能产生激励效果(朱国泓、方荣岳，2003)，同时也有文献指出董事、监事、高管等管理层的持股都是降低代理成本的激励手段(宋建波、田悦，2012)，这都说明管理层持股能在一定程度上反映第一类代理问题的严重性，因此本文借鉴有关研究还采用管理层持股比例来衡量第一类代理问题(王化成等，2015；谭松涛等，2019)。

综上所述，本文采用高管持股比例和管理层持股来衡量第一类代理冲突，借鉴相关文献分年度、行业取中位数分组(王化成等，2015；孟庆斌等，2017)，以高管持股比例分组为例，如果高管持股比例大于中位数则为高管持股比例高的组，否则为低组，然后分组进行回归检验。按管理层持股比例同样分组进行检验，结果如表 4所示，我们可以看到，在第一类代理冲突更严重的时候，即管理层持股比例低和高管持股比例低的组，纵向兼任高管更能够降低股价崩盘风险，即支持了“监督效应”假说。

(二) 检验“更少掏空效应”假说

“更少掏空效应”假说主要从第二类代理冲突来进行探讨。“更少掏空效应”假说认为纵向兼任高管作为大股东与企业纵向联结的一种方式，一方面使得高管能够影响大股东决策，另一方面让大股东与企业的利益绑定在一起，从而减少大股东的掏空，降低因掏空行为带来的负面消息隐藏，从而降低了企业未来的股价崩盘风险。如果纵向兼任高管能够通过“更少掏空效应”来降低股价崩盘风险，那么这种抑制作用应该在大股东更容易掏空的环境下发挥作用。

如果企业的第二类代理冲突更严重，即大股东受到的监督机制越薄弱，那么大股东就更容易掏空中小股东，那会因掏空行为带来的负面消息而导致股价崩盘风险；如果第二类代理冲突更缓和，即大股东能够受到更多的监督与制约，那么大股东掏空的难度就更大，那么会更少的因掏空行为而带来股价崩盘风险。也就是说如果纵向兼任高管通过“更少掏空效应”来降低企业的股价崩盘风险，那么纵向兼任高管对股价崩盘风险的抑制作用主要发生在第二类代理冲突更严重的公司。

现有研究把大股东侵害小股东程度，或中小股东受保护程度看作是第二类代理冲突严重性的表现(李善民等，2016)，如果中小股东能够很好的监督和制约大股东，那么会缓解第二类代理问题。由于中小股东持股比例少，话语权低，往往只能搭便车，对大股东也缺乏监督能力，即小股东能提供到的约束机制有限，因此学术界来探求是否有其他替代性的约束机制，大量研究发现股权制衡和机构投资者持股能对大股东产生约束机制，减少大股东对中小股东的侵害(Pagano and Roel, 1998；唐跃军、谢仍明，2006；吴先聪等，2016)，这种约束机制可以看作是中小投资者保护的替代机制，能够在一定程度上缓解第二类代理冲突，因此有相关研究采用股权制衡和机构投资者持股比例作为代理变量来反映第二类代理冲突(王化成等，2015；谭松涛，2019)。

综上所述，本文选取股权制衡和机构投资者持股比例作为代理变量来反映第二类代理冲突的严重性。借鉴相关文献采用第二到第五位大股东持股比例之和/第一大股东持股比例作为股权制衡变量(王化成等，2015；谭松涛等，2019)，股权制衡度越高则反映大股东受到的监督越强，此时第二类代理冲突越缓和；借鉴相关文献采用机构投资者持股数量占总股数的比例定义机构投资者持股比例(王化成等，2015)，机构投资者持股比例越高，反映大股东受到监督越强，此时第二类代理冲突越缓和。

本文借鉴相关文献分年度、行业取中位数分组(王化成等，2015；孟庆斌等，2017)，以股权制衡度分组为例，如果股权制衡度大于中位数则为股权制衡度高的组，否则为低的组，然后分组进行回归检验。机构投资者持股比例按照同样的方法进行分组回归检验，回归结果结果如表 5所示，可以看出，在中小股东对大股东监督弱的时候，即股权制衡度低、机构投资者持股比例低时，纵向兼任高管对股价崩盘风险的抑制作用更显著，即支持了“更少掏空效应”假说。

六、拓展性分析 (一) 纵向兼任高管权力差异

纵向兼任高管作为大股东与上市公司的一种纵向联结，一方面能够强化大股东对上市公司监督，另一方面，使得大股东和中小股东利益趋于一致。本文基于这种联结已经验证了纵向兼任高管可以从“监督效应”和“更少掏空效应”来降低未来企业的股价崩盘风险。一般来说，董事长负责企业重大问题的决策，而总经理负责日常运作和经营目标的达成，董事长通常比总经理更有权力(Kato and Long, 2006)。因此，我们推断，相比于纵向兼任总经理，纵向兼任董事长更能够强化大股东对上市公司监督，同时大股东和中小股东利益更趋于一致。

为了更好的区分纵向兼任董事长和总经理的不同，在筛除纵向兼任存在董事长和总经理两职合一的样本后，对样本数据进行筛选分为纵向兼任董事长组和纵向兼任总经理组(其中纵向兼任董事长组只包括纵向兼任董事长和不存在纵向兼任的样本，纵向兼任总经理组只包括纵向兼任总经理和不存在纵向兼任的样本)，并定义如下两组内的纵向兼任高管变量：兼任董事长(AM_broad)，纵向兼任高管为董事长时，取值为1，不存在纵向兼任高管时取值为0；兼任总经理(AM_CEO)，纵向兼任高管为CEO时，取值为1，不存在纵向兼任高管时取值为0。通过考察两组回归中AM_broad、AM_CEO的系数差异来探究不同权力大小兼任下对股价崩盘风险的影响。通过表 6的结果可以发现，相比纵向兼任总经理，纵向兼任董事长更能够降低企业未来股价崩盘风险。

(二) 区分国企和民企

根据本文此前的研究结果可知，纵向兼任高管能够降低股价崩盘风险，并且基于第一类代理问题，纵向兼任高管是通过“监督效应”来降低股价崩盘风险；基于第二类代理问题，纵向兼任高管是通过“更少掏空效应”来降低股价崩盘风险，因此纵向兼任高管在两类代理问题下都可以降低股价崩盘风险。

潘红波、韩芳芳(2016)的研究指出，在国企中第一类代理问题比较严重，而在民企中第二类代理问题比较严重，因此预期在第一类代理问题严重的国企，纵向兼任高管可以通过“监督效应”来降低股价崩盘风险；在第二类代理问题严重的民企，纵向兼任高管可以通过“更少掏空效应”来降低股价崩盘风险，即纵向兼任高管在两类代理问题下都可以降低股价崩盘风险, 预期纵向兼任高管对股价崩盘风险的降低作用在国企和民企中没有显著差异。

笔者通过对国企和民企分组回归检验，其中SOE=1为国企组，SOE=0为民企组，具体结果如下表 7所示，发现在国企和民企中，纵向兼任高管对股价崩盘风险的影响没有显著差异^①，即不管在国企还是民企，纵向兼任高管都能显著降低股价崩盘风险，这也与本文此前的理论分析和实证结论一致。

① 基于NCSKEW的分组下AM系数差异suest检验，Prob>chi2=0.3403不显著；基于DUVOL的分组下AM系数差异suest检验，Prob>chi2=0.8648不显著，说明在国企和民企中，影响没有显著差异。

七、稳健性检验 (一) Heckman两阶段模型

考虑到一些因素可能既影响“纵向高管兼任”的选择，又能影响“股价崩盘风险”，比如公司的代理成本、经营绩效，本文采用Heckman两阶段模型来缓解内生性问题(郦金梁等，2018)。具体模型如下：

$ \operatorname{Pr}(A M=1)_{i, t}=\alpha_{1}+\alpha_{2} F e e_{i, t}+\alpha_{3} L E V_{i, t}+\alpha_{4} R O A_{i, t}+\alpha_{5} S I Z E_{i, t}+\sum Y E A R_{i, t}+\sum I N D_{i, t}+\varepsilon_{i, t} $

(5)

$ R I S K_{i, t+1}=\alpha_{1}+\alpha_{2} A M_{i, t}+\alpha_{3} I M R_{i, t}+\sum { Controls}_{i, t}+\sum Y E A R_{i, t}+\sum I N D_{i, t}+\varepsilon_{i, t} $

(6)

纵向兼任高管的选择可能受到公司的代理成本(Fee)、资产负债率(LEV)、经营绩效(ROA)、公司规模(SIZE)的影响，同时这些因素也可能影响公司的股价崩盘风险，因此在第一阶段的模型把这些因素考虑进来。第一阶段回归有三个变量显著(限于篇幅未列示), 显著性水平均为1%，包括代理成本(Fee)、经营绩效(ROA)、公司规模(SIZE)，对应的系数为-0.476、0.659、0.103，说明公司代理成本越低、经营绩效越好、公司规模越大更有可能选择纵向兼任高管。在第二阶段的回归中我们将加入第一阶段获得的逆米尔斯比率(IMR)，文中表 8中汇报了第二阶段的回归结果，我们发现控制了逆米尔斯比率(IMR)后，纵向兼任高管的系数依然显著，说明在考虑内生性因素可能造成的选择性偏差后，本文的结论依然成立。

(二) 倾向得分匹配

存在纵向兼任高管的公司和不存在纵向兼任高管的公司之间可能存在着系统性的差异，本文采用倾向得分匹配(PSM)^①来缓解这一问题。选取公司规模(SIZE)、资产负载率(LEV)、经营绩效(ROA)、托宾Q值(Q)、董事会规模(BSIZE)等指标进行一一匹配共得到8004个观测值，其中第一阶段PSM回归结果表明(限于篇幅未列示)，说明在公司规模、经营绩效、托宾Q值与企业的纵向兼任高管相关。

① 由于本文控制组样本数量小于处理组，借鉴陈强编著《高级计量经济学及Stata应用(第二版)》(P544-545)采用有放回匹配；在进行匹配时，为了提高匹配质量，仅保留倾向得分重叠部分的个体，Stata处理时psmatch2选择common。

经过倾向得分匹配后，结果表明(限于篇幅未列示)，在没进行匹配前，p值为0.000，匹配后p值变为0.636，因此在匹配后，处理组和控制组没有明显差异。最后以匹配后的8004个样本进行回归，检验纵向兼任高管与股价崩盘风险的关系，其结果如表 9 Panel A所示：

从表 9 Panel A的结果可以看出，在对样本进行倾向得分匹配回归后，纵向兼任高管AM的系数均为显著性为负，显著性水平均在1%水平下显著，这说明了即使在控制存在纵向兼任高管的公司和不存在纵向兼任高管的公司之间的系统性的差异后，依然发现纵向兼任高管能够降低公司未来的股价崩盘风险，表明本文的结论十分稳健。

(三) 更长的预测窗口

在之前的研究，我们采用1年的预测窗口，来考察纵向兼任高管对股价崩盘风险的影响。现在我们把预测窗口扩大到2年，具体如模型(7)所示，这样我们可以考察纵向兼任高管对对未来股价崩盘风险的长期作用，同时，由于纵向兼任高管和股价崩盘风险可能互为因果，即股价崩盘风险低的企业更可能存在纵向兼任高管，那么通过延长窗口期到2年，可以进一步克服互为因果所导致的内生性问题。

$ R I S K_{i, t+2}=\beta_{0}+\beta_{1} A M_{i, t}+\sum { Controls}_{i, t}+\sum Y E A R_{i, t}+\sum I N D_{i, t}+\varepsilon_{i, t} $

(7)

从表 9 Panel B可以看出，将股价崩盘风险的窗口扩大到未来第二年时，其所对应的纵向兼任高管系数依然显著性为负，本文的结论依然成立。

(四) 数据极端值敏感性

本文为了考察研究结论对数据极端值的敏感性，将采取对极端值不敏感的中位数进行回归，根据表 9 Panel C的结果发现，纵向兼任高管依然与股价崩盘风险显著性负相关，说明在剔除了数据极端值的影响后，本文的结论依然稳健。

(五) 更加稳健的标准误算法

标准误在个体和时间上的双重聚类(cluster)调整，可以减少自相关和异方差等问题对统计推断的影响(Petersen，2009)。我们借鉴Kim et al.(2011a, 2011b)的研究，采用双重聚类调整来进行估计检验。如表 9 Panel D所示，此时纵向兼任高管依然与股价崩盘风险显著性负相关，表明本文结论稳健。

八、结论及建议

本文以2007年-2017年中国A股上市公司为样本，考察纵向兼任高管对公司股价崩盘风险的影响。研究发现，纵向兼任高管显著降低公司未来股价崩盘风险；在进行Heckman两阶段模型、倾向得分匹配等稳健性检验后，这一结论依然成立。同时，本文进一步研究发现，当纵向兼任高管权力越大时，即纵向兼任董事长时，对公司未来股价崩盘风险的降低作用越明显。

本文的研究具有重要的理论贡献和现实意义。在理论上，本文从股价崩盘风险这一独特视角探讨了纵向兼任高管这一关系在公司治理中的重要作用，即丰富了纵向兼任高管经济后果的相关文献，同时也为股价崩盘风险影响因素研究开拓了一个新的研究角度。本文研究表明，纵向兼任高管有利于公司治理的改善以及资本市场的平稳健康发展，这对于完善上市公司治理，以及相关部门引导资本市场健康发展有重要价值。