縱向兼任高管與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)：“侵占效應(yīng)”還是“監(jiān)督效應(yīng)”？

田昆儒，田雪豐

(天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，天津 300222)

內(nèi)容提要：縱向兼任高管現(xiàn)象在我國(guó)上市公司中普遍存在，對(duì)公司財(cái)務(wù)管理及決策產(chǎn)生重要的直接影響。理論上縱向兼任高管對(duì)公司股價(jià)崩盤(pán)的影響是雙向的，既有“監(jiān)督效應(yīng)”又有“侵占效應(yīng)”，究竟哪一種效應(yīng)是更主要的？基于委托代理理論，本文以2007-2017年中國(guó)A股上市公司為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)表明，存在縱向兼任高管的公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更高，縱向兼任高管通過(guò)加劇大股東的掏空行為提高了股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，支持了“侵占效應(yīng)”假說(shuō)；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，在大股東控制力較弱(大股東持股比例較低)、內(nèi)外部監(jiān)督機(jī)制較差(單一大股東、獨(dú)立董事人數(shù)較少、機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低和法制環(huán)境較差)時(shí)，公司的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更高，這在邏輯上為縱向兼任高管的“侵占效應(yīng)”假說(shuō)提供了進(jìn)一步的證據(jù)支持。本文對(duì)縱向兼任高管的相關(guān)研究進(jìn)行了拓展和創(chuàng)新，同時(shí)豐富和發(fā)展了公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)領(lǐng)域的相關(guān)研究。

一、引言

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)個(gè)股層面股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的研究主要是基于Jin和Myers(2006)的壞消息隱藏理論，認(rèn)為股價(jià)崩盤(pán)源自?xún)?nèi)部人“報(bào)喜不報(bào)憂(yōu)”的消息管理行為，當(dāng)企業(yè)存在代理沖突時(shí)，內(nèi)部人有動(dòng)機(jī)長(zhǎng)期隱藏壞消息，致使壞消息持續(xù)發(fā)酵，集中爆發(fā)，最終導(dǎo)致股價(jià)崩盤(pán)[1-2]。

縱向兼任高管即為上市公司高管同時(shí)也在大股東單位任職。目前，縱向兼任高管在我國(guó)上市公司中普遍存在，并對(duì)上市公司的經(jīng)營(yíng)管理與財(cái)務(wù)決策具有直接的重大影響。但是有關(guān)其形成機(jī)理與經(jīng)濟(jì)后果的研究較少，而且沒(méi)有得到一致的研究結(jié)論。作為大股東和上市公司之間的一種直接縱向聯(lián)結(jié)，縱向兼任高管對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的影響是雙向的。一方面，縱向兼任高管使大股東能夠獲取更多的上市公司信息，在公司進(jìn)行決策時(shí)行使更多的權(quán)利，這樣大股東對(duì)管理者的監(jiān)督能力也就越強(qiáng)，管理者背離股東利益的代理問(wèn)題就會(huì)得到緩解，從而降低股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，產(chǎn)生“監(jiān)督效應(yīng)”；另一方面，縱向兼任高管使大股東通過(guò)股權(quán)資本控制鏈和社會(huì)資本控制鏈的雙重控制強(qiáng)化了對(duì)上市公司的控制力，能夠助其達(dá)成攫取控制權(quán)私利的掏空行為，從而提高股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，產(chǎn)生“侵占效應(yīng)”。所以，縱向兼任高管與公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系在理論上無(wú)法確定，究竟哪一種效應(yīng)占主導(dǎo)有待實(shí)證檢驗(yàn)。

二、理論分析與研究假設(shè)

委托代理問(wèn)題主要包括股東與管理者之間的代理問(wèn)題和大股東與小股東之間的代理問(wèn)題。所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分離導(dǎo)致股東與管理者之間存在信息不對(duì)稱(chēng)和利益不一致，管理者出于自身利益訴求可能會(huì)采取違背股東利益的機(jī)會(huì)主義行為，由此產(chǎn)生第一類(lèi)代理問(wèn)題。當(dāng)股權(quán)集中到一定程度，大股東能夠?qū)具M(jìn)行有效控制，在一定程度上可以緩解管理者代理問(wèn)題。但大股東可能利用控制權(quán)優(yōu)勢(shì)從事掏空行為，由此產(chǎn)生第二類(lèi)代理問(wèn)題。而現(xiàn)有文獻(xiàn)表明，由代理問(wèn)題導(dǎo)致的內(nèi)部人隱藏壞消息的行為是股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的主要誘因[1]，縱向兼任高管也正是通過(guò)代理問(wèn)題而作用于股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的。

從第一類(lèi)代理問(wèn)題來(lái)看，縱向兼任高管可以視為大股東加強(qiáng)對(duì)管理者監(jiān)督，緩解股東與管理者之間代理問(wèn)題的一種手段，能夠抑制管理者隱藏壞消息的機(jī)會(huì)主義行為，產(chǎn)生“監(jiān)督效應(yīng)”。Grossman和Hart(1980)[3]曾提出，分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)會(huì)導(dǎo)致股東在監(jiān)督管理者時(shí)存在“搭便車(chē)”問(wèn)題。但當(dāng)公司存在大股東時(shí)這一問(wèn)題便可得到較好解決[4]。而監(jiān)督依賴(lài)于信息，在信息完全處于劣勢(shì)的情況下對(duì)管理者進(jìn)行監(jiān)督無(wú)從談起。從信息傳遞的角度來(lái)看，縱向兼任高管作為大股東和上市公司之間的一種直接縱向聯(lián)結(jié)，可以使大股東獲取上市公司更多經(jīng)營(yíng)政策與運(yùn)營(yíng)管理方面的信息，加強(qiáng)大股東與上市公司之間的信息流通，降低大股東與管理者之間的信息不對(duì)稱(chēng)程度，進(jìn)而減少管理者機(jī)會(huì)主義行為概率。與此同時(shí)，當(dāng)上市公司存在縱向兼任高管時(shí)，代表大股東利益的高管相當(dāng)于大股東職能的延伸，管理者與大股東具有利益一致性，使管理者能夠更多的按照大股東的意愿行事[5]，這可以有效抑制大股東的利益被管理者侵占。因此，通過(guò)縱向兼任高管能夠強(qiáng)化大股東“監(jiān)督效應(yīng)”，緩解股東與管理者之間代理沖突。

當(dāng)管理者代理成本較高時(shí)，管理者會(huì)為了自身利益而損害股東利益。管理者為了防止自利行為被發(fā)現(xiàn)以及獲取更多可支配資源會(huì)進(jìn)行信息管理，如管理者出于超額薪酬、職業(yè)晉升、構(gòu)建帝國(guó)、提高期權(quán)價(jià)值以及在職消費(fèi)等考量，在信息披露中經(jīng)常會(huì)“報(bào)喜不報(bào)憂(yōu)”[6-7]。管理者通過(guò)尋租謀取私有收益，實(shí)際上是股東財(cái)富向管理者轉(zhuǎn)移，而持有股份最多的大股東，在管理者尋租中損失最大。大股東為了自身利益會(huì)成為積極的監(jiān)督者，對(duì)管理者進(jìn)行監(jiān)督[8]。可見(jiàn)，如果縱向兼任高管是大股東加強(qiáng)對(duì)上市公司監(jiān)督，緩解股東與管理者之間代理問(wèn)題的一種手段，那么就能夠有效抑制管理者的自利行為和信息管理行為，從而有助于降低股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。

從第二類(lèi)代理問(wèn)題來(lái)看，縱向兼任高管可以視為大股東強(qiáng)化對(duì)上市公司控制，增強(qiáng)攫取控制權(quán)私有收益的一種手段，產(chǎn)生“侵占效應(yīng)”。具體而言，當(dāng)股權(quán)集中到一定程度時(shí)，大股東能夠?qū)ι鲜泄緦?shí)施有效控制，加之長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)法律制度對(duì)投資者保護(hù)較弱，大股東有很強(qiáng)的動(dòng)機(jī)通過(guò)資金占用、關(guān)聯(lián)交易等手段攫取控制權(quán)私有收益[9-10]。為掩蓋自身攫取控制權(quán)私有收益的行為，大股東往往會(huì)隱藏不利消息，最終導(dǎo)致股價(jià)崩盤(pán)[8]。然而，大股東的利益攫取行為能否實(shí)現(xiàn)以及能否成功隱藏壞消息在很大程度上取決于大股東對(duì)上市公司的控制能力。雖然集中的股權(quán)在一定程度上使大股東能夠?qū)ι鲜泄緦?shí)施有效控制，但陳德球等(2013)[11]認(rèn)為大股東控制權(quán)不能僅體現(xiàn)在股東大會(huì)層次上的控制權(quán)，而且還應(yīng)體現(xiàn)在決策與執(zhí)行層面上的控制權(quán)。祝繼高和王春飛(2012)[12]認(rèn)為社會(huì)資本控制應(yīng)該成為大股東對(duì)上市公司控制權(quán)的必要組成部分?？v向兼任高管作為大股東控制權(quán)的增強(qiáng)機(jī)制[13]，使大股東通過(guò)股權(quán)資本和社會(huì)資本的雙重控制實(shí)現(xiàn)了對(duì)上市公司的超額控制。此時(shí)，大股東具有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)和能力去侵占中小股東利益[14]。此外，由于大股東不直接參與日常管理，其攫取私有收益行為必須通過(guò)與管理者合謀才能完成[15]。在投資者保護(hù)較弱的背景下，這些兼任高管可能更多以犧牲中小股東利益為代價(jià)，無(wú)條件配合大股東攫取控制權(quán)私有收益的掏空行為[16]。顯然，當(dāng)大股東與中小股東代理沖突占據(jù)主導(dǎo)地位時(shí)，作為大股東控制上市公司的增強(qiáng)機(jī)制，縱向兼任高管可以使大股東攫取更多的私有收益并成功隱藏壞消息，從而提高股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。

因此，縱向兼任高管既可能降低公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)亦可能提高公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。若“監(jiān)督效應(yīng)”占主導(dǎo)，那么存在縱向兼任高管的公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更低；相反，若“侵占效應(yīng)”占主導(dǎo)，那么存在縱向兼任高管的公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更高?；谝陨戏治?，本文提出如下對(duì)立假說(shuō)：

H1a：基于“監(jiān)督效應(yīng)”假說(shuō)，當(dāng)上市公司存在縱向兼任高管時(shí)，其股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更低。

H1b：基于“侵占效應(yīng)”假說(shuō)，當(dāng)上市公司存在縱向兼任高管時(shí)，其股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更高。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2007-2017年中國(guó)A股上市公司為研究樣本。借鑒已有研究，對(duì)樣本進(jìn)行如下處理：(1)剔除金融行業(yè)公司；(2)剔除被ST的公司；(3)剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的觀測(cè)值；(4)剔除年股票交易周數(shù)少于30周的觀測(cè)值；(5)剔除未披露董事長(zhǎng)或CEO是否為縱向兼任高管的觀測(cè)值。經(jīng)過(guò)如上篩選，共獲得12444個(gè)公司—年度觀測(cè)值。同時(shí)，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行上下1%水平的縮尾處理，以降低異常值對(duì)本文研究結(jié)論的影響。本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二)主要變量測(cè)度

1.縱向兼任高管。本文將縱向兼任高管界定為上市公司董事長(zhǎng)或CEO在大股東處兼任董事或高管，或者大股東的董事或高管在上市公司兼任董事長(zhǎng)或CEO。設(shè)定上市公司是否存在縱向兼任高管的虛擬變量AM，若符合前述條件，則AM取值為1，否則為0。

2.股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。本文采用負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)NCSKEW和收益上下波動(dòng)比率DUVOL度量股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，計(jì)算方法如下：

首先，估計(jì)如下模型計(jì)算股票的特有收益率：

Ri,t=αi+β1Rm,t-2+β2Rm,t-1+β3Rm,t+β4Rm,t+1+β5Rm,t+2+εi,t

(1)

其中，Ri,t和Rm,t分別為股票i第t周考慮現(xiàn)金紅利再投資的個(gè)股收益率和所在市場(chǎng)收益率。取上述回歸的殘差項(xiàng)，股票i在第t周的特有收益率為：

Wi,t=Ln(1+εi,t)

(2)

其次，基于特有收益率Wi,t，構(gòu)造負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)NCSKEW和收益上下波動(dòng)比率DUVOL。計(jì)算方法如下：

(3)

(4)

其中，n為股票i的年交易周數(shù)，nd和nu分別表示股票i的周特有收益率Wi,t小于和大于年平均周特有收益率的周數(shù)。NCSKEW和DUVOL數(shù)值越大，說(shuō)明公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)越大。

(三)模型設(shè)定

本文構(gòu)建模型(5)考察縱向兼任高管對(duì)公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的影響。

CRASHRISKi,t+1=α0+α1AMi,t+Controlsi,t+Year+Industry+ε

(5)

其中，CRASHRISKi,t+1為第t+1期的兩個(gè)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)NCSKEWt+1和DUVOLt+1；AMi,t為第t期上市公司是否存在縱向兼任高管的啞變量；Controlsi,t為控制變量，根據(jù)已有研究本文控制了第t期股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)CRASHRISK、月平均超額換手率DTURN、周平均收益波動(dòng)率SIGMA、周平均特有收益率RET、市值賬面比MB、公司規(guī)模SIZE、資產(chǎn)負(fù)債率LEV、總資產(chǎn)收益率ROA、信息不透明度ABACC、第一大股東持股比例TOPHOLD。另外本文在模型中還控制了年度Year和行業(yè)Industry效應(yīng)。變量的具體定義和度量見(jiàn)表1。

表1 變量定義表

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從中可以看到，AM的平均值為0.622，比潘紅波和韓芳芳(2016)[17]所報(bào)告的結(jié)果略有所上升，這可能是樣本期間差異所導(dǎo)致。兩個(gè)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)NCSKEWt+1和DUVOLt+1的平均值分別為-0.3和-0.214；標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.912和0.772，說(shuō)明不同公司的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)存在很大差異，與已有研究基本一致。其他變量的分布均在合理范圍之內(nèi)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)相關(guān)性與單變量分析

表3報(bào)告了縱向兼任高管與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)系數(shù)。Pearson相關(guān)系數(shù)顯示Ncskewt+1和Duvolt+1的相關(guān)系數(shù)為0.9207且在1%的水平上顯著，說(shuō)明兩個(gè)指標(biāo)具有較好的一致性。AM與Ncskewt+1和Duvolt+1的相關(guān)系數(shù)分別為0.0161和0.018，且均顯著為正，說(shuō)明在不考慮其他因素的影響時(shí)，存在縱向兼任高管的上市公司未來(lái)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更高，符合假設(shè)H1b的預(yù)期。Spearman相關(guān)系數(shù)結(jié)果與Pearson相關(guān)系數(shù)一致，同樣符合假設(shè)H1b的預(yù)期。另外，本文計(jì)算了各主要變量的VIF值，其中最大值為1.98，均值為1.39，說(shuō)明各主要變量之間不存在嚴(yán)重共線(xiàn)性問(wèn)題。

同時(shí)，本文還報(bào)告了按照是否存在縱向兼任高管分組后的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的組間差異檢驗(yàn)。如表4所示，在有縱向兼任高管的樣本中，其股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的平均值和中位數(shù)分別為-0.288(-0.203)和-0.297(-0.243)，均大于無(wú)縱向兼任高管樣本的平均值-0.319(-0.232)和中位數(shù)-0.337(-0.272)，且該差異至少在10%的水平上顯著。該分組檢驗(yàn)結(jié)果初步表明，當(dāng)上市公司存在縱向兼任高管時(shí)，其股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更高。

表3 主要變量的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)

注：左下三角是Pearson相關(guān)系數(shù)，右上三角是Spearman相關(guān)系數(shù)；***、**、*分別代表1%、5%和10%的顯著性水平(下同)。

表4 單變量分析

(三)縱向兼任高管與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)

本文采用模型(5)對(duì)縱向兼任高管如何影響股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。其中，本文在列(1)和(2)單獨(dú)考慮了縱向兼任高管對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的影響，檢驗(yàn)結(jié)果顯示AM的系數(shù)分別為0.036和0.041，均在5%的水平上顯著。在列(3)和(4)中控制了除信息不透明度外其他影響股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的變量，AM的系數(shù)基本不變，但顯著性水平提高到1%。在列(5)和(6)中進(jìn)一步控制信息不透明度變量，可以看到AM的系數(shù)仍均在1%水平上顯著為正。綜合上述結(jié)果，在控制其他因素后，縱向兼任高管與公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明上市公司存在縱向兼任高管時(shí)顯著提高了股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，支持了假設(shè)H1b。

表5 縱向兼任高管與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)

注：括號(hào)內(nèi)是t值(經(jīng)Robust調(diào)整)，下同。

(四)縱向兼任高管如何提高股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)：基于大股東掏空的證據(jù)

本文認(rèn)為，縱向兼任高管通過(guò)增強(qiáng)大股東對(duì)上市公司的控制力，增加了大股東的代理成本而影響到公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。為進(jìn)一步驗(yàn)證這一作用路徑，本文以大股東掏空行為作為中介變量，采用中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)存在縱向兼任高管的公司是否通過(guò)惡化第二類(lèi)代理問(wèn)題而影響到了公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。具體檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

CRASHRISKi,t+1=α0+α1AMi,t+Controlsi,t+Year+Industry+ε

(6)

RPTi,t+1=λ0+λ1AMi,t+Controlsi,t+Year+Industry+ε

(7)

CRASHRISKi,t+1=β0+β1AMi,t+β2RPTi,t+1+Controlsi,t+Year+Industry+ε

(8)

其中，RPT表示大股東掏空。本文采用關(guān)聯(lián)交易衡量大股東的掏空行為，構(gòu)建RPT1和RPT2兩個(gè)指標(biāo)，其中，RPT1表示所有關(guān)聯(lián)交易，RPT2為剔除可能存在一定噪音交易項(xiàng)目(合作項(xiàng)目、許可協(xié)議、研究與開(kāi)發(fā)成果、關(guān)鍵管理人員報(bào)酬、其他事項(xiàng))之后的關(guān)聯(lián)交易總和，RPT1和RPT2均以總資產(chǎn)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。根據(jù)溫忠麟等(2004)[18]的研究，首先采用模型(6)檢驗(yàn)縱向兼任高管對(duì)公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的影響，考察縱向兼任高管AM的系數(shù)α1是否顯著。如果顯著，接下來(lái)對(duì)模型(7)和模型(8)進(jìn)行回歸。如果λ1和β2均顯著，說(shuō)明縱向兼任高管確實(shí)通過(guò)作用大股東代理問(wèn)題(掏空)而影響公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。若β1顯著，則表明代理問(wèn)題(掏空)發(fā)揮了部分中介作用；反之，則表明代理問(wèn)題(掏空)發(fā)揮了完全中介作用。

以RPT1作為衡量大股東掏空指標(biāo)，采用模型(6)回歸的結(jié)果如表6所示，列(1)AM的系數(shù)λ1顯著為正，說(shuō)明縱向兼任高管的公司有著更多的掏空行為。列(2)和(3)AM的系數(shù)β1和RPT1的系數(shù)β2均顯著為正，這表明縱向兼任高管確實(shí)通過(guò)作用大股東代理問(wèn)題(掏空)而影響股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，以RPT2作為衡量大股東掏空指標(biāo)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果與RPT1一致。此外，Sobel Z的統(tǒng)計(jì)量分別為1.903、2.462、1.704、2.311，這說(shuō)明本文構(gòu)建中介效應(yīng)檢驗(yàn)至少在10%的水平上顯著。綜上所述，中介效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果驗(yàn)證了本文的邏輯。

表6 縱向兼任高管如何提高股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)：基于大股東掏空的證據(jù)

(五)縱向兼任高管與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)：大股東控制力的證據(jù)

以上研究結(jié)果支持了縱向兼任高管的“侵占效應(yīng)”假說(shuō)。無(wú)疑，縱向兼任高管是否產(chǎn)生“侵占效應(yīng)”在很大程度上取決于大股東對(duì)上市公司的控制力。如果縱向兼任高管是大股東加強(qiáng)對(duì)上市公司控制的手段，那么縱向兼任高管在大股東本身控制能力較弱的情況下增加大股東控制能力的作用將更強(qiáng)，增加股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的效應(yīng)更明顯。而對(duì)于控制能力較強(qiáng)的大股東，其本身已經(jīng)具有足夠的能力對(duì)上市公司進(jìn)行掏空，此時(shí)縱向兼任高管增強(qiáng)大股東對(duì)上市公司控制力的邊際作用將會(huì)降低，從而縱向兼任高管對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的影響也會(huì)隨之減弱。基于以上分析，本文預(yù)期縱向兼任高管作用的發(fā)揮在大股東控制能力較弱的公司更為明顯。

已有研究表明，大股東持股比例代表了大股東對(duì)上市公司的控制能力[19]。當(dāng)大股東持有公司股權(quán)超過(guò)50%時(shí)，大股東擁有對(duì)公司的絕對(duì)控制權(quán)，對(duì)公司的控制力非常強(qiáng)[12]。因此，本文依據(jù)大股東持股比例是否超過(guò)50%將樣本分為控制能力較強(qiáng)和控制能力較弱兩組分別回歸?；貧w結(jié)果如表7所示，縱向兼任高管AM的系數(shù)僅在控制能力較弱的組顯著為正。檢驗(yàn)結(jié)果這支持了本文的預(yù)期，也進(jìn)一步支持了假設(shè)H1b。

表7 縱向兼任高管與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)：大股東 控制力的證據(jù)

(六)縱向兼任高管與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)：監(jiān)督機(jī)制的證據(jù)

通常而言，有效的監(jiān)督機(jī)制能夠抑制大股東掏空和隱藏壞消息的行為。如果是縱向兼任高管的“侵占效應(yīng)”導(dǎo)致了更高的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，那么在監(jiān)督機(jī)制較差時(shí)更能強(qiáng)化縱向兼任高管與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)之間的正向關(guān)系。為了增強(qiáng)我們對(duì)縱向兼任高管與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的理解，同時(shí)給縱向兼任高管對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的作用機(jī)理提供更為可靠的證據(jù)支持。本文繼續(xù)考察公司內(nèi)外部的監(jiān)督機(jī)制對(duì)縱向兼任高管“侵占效應(yīng)”的影響。

首先，考慮內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制。參考相關(guān)文獻(xiàn)，選取公司是否存在多個(gè)大股東和獨(dú)立董事人數(shù)多少作為內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制是否有效的衡量標(biāo)準(zhǔn)。股權(quán)制衡度越高，非控股股東的監(jiān)督力量越強(qiáng)[19]，其他大股東的存在可以有效抑制控股股東的掏空和隱藏壞消息的行為[8]。梁權(quán)熙和曾海艦(2016)[20]研究表明獨(dú)立董事能夠有效發(fā)揮監(jiān)督職能，獨(dú)立董事人數(shù)越多監(jiān)督越強(qiáng)、越有效。本文將存在多個(gè)大股東的公司和獨(dú)立董事人數(shù)高于所有公司年度—行業(yè)中位數(shù)的公司定義為內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制較強(qiáng)的組，反之為內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制較弱的組。表8的實(shí)證結(jié)果表明，縱向兼任高管對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的提高效應(yīng)主要體現(xiàn)在不存在多個(gè)大股東和獨(dú)立董事人數(shù)較少的樣本中。這表明當(dāng)內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制較弱時(shí)縱向兼任高管對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的影響更明顯。

表8 縱向兼任高管與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)：內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制

注：以DUVOLt+1作為因變量的回歸結(jié)果不變，限于篇幅本部分未報(bào)告，備索。

表9 縱向兼任高管與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)：外部監(jiān)督機(jī)制

注：同表8。

其次，考慮外部監(jiān)督機(jī)制。外部監(jiān)督機(jī)制的第一個(gè)衡量指標(biāo)是機(jī)構(gòu)投資者持股比例，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高意味著外部監(jiān)督機(jī)制越強(qiáng)[19]。借鑒已有研究，按機(jī)構(gòu)投資者持股比例是否高于年度—行業(yè)中位數(shù)分為外部監(jiān)督機(jī)制較強(qiáng)和較弱兩組。第二個(gè)衡量指標(biāo)是公司所處的法律環(huán)境，法律保護(hù)是公司外部治理機(jī)制的重要組成部分[10]，在較弱的法律保護(hù)環(huán)境下，大股東“掏空”上市公司的動(dòng)機(jī)會(huì)更強(qiáng)[11]。借鑒已有研究，本文采用樊綱等編制的“市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境”來(lái)度量公司所處的法律環(huán)境。按各年度各省的法律指數(shù)對(duì)樣本進(jìn)行均等4分，并將處于上4分位之上的較好法律環(huán)境樣本視為外部監(jiān)督機(jī)制較強(qiáng)的樣本，而將其他樣本視為外部監(jiān)督機(jī)制較弱的樣本。表9報(bào)告了按外部監(jiān)督機(jī)制強(qiáng)弱分組回歸的結(jié)果，與考慮內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制的結(jié)果一致，縱向兼任高管的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)提高效應(yīng)僅在外部監(jiān)督機(jī)制相對(duì)較弱的樣本組中顯著為正。更弱的外部監(jiān)督同樣強(qiáng)化了縱向兼任高管的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)提高效應(yīng)。上述檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步印證了縱向兼任高管對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響的作用機(jī)理。

(七)內(nèi)生性問(wèn)題

1．Heckman兩階段法

本文采用Heckman兩階段法排除內(nèi)生性問(wèn)題。其中，在第一階段中，本文參考潘紅波和韓芳芳(2016)[17]的研究，使用上市公司與大股東所在地是否為同一城市作為是否縱向兼任高管的工具變量。通常而言，上市公司與大股東在同一城市，更有利于大股東對(duì)上市公司的控制；若上市公司與大股東不在同一城市時(shí)，大股東為了加強(qiáng)對(duì)上市公司的控制，上市公司更可能出現(xiàn)縱向兼任高管的情形。但上市公司與大股東是否在同一城市并不會(huì)直接影響公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)上市公司的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更不太可能影響到上市公司與大股東是否會(huì)在同一城市。表10列(1)匯報(bào)了第一階段回歸結(jié)果，上市公司與大股東不在同一城市顯著增加了上市公司存在縱向兼任高管的概率。列(2)和(3)匯報(bào)了加入逆米爾斯比IMR的第二階段回歸結(jié)果，從中可以看出IMR具有一定的顯著性，但AM的回歸系數(shù)均依然顯著為正，說(shuō)明本文結(jié)論在控制樣本自選擇問(wèn)題后結(jié)論依然成立。

表10 Heckman兩階段法與Change模型檢驗(yàn)

2．Change模型

本文進(jìn)一步借鑒Xu等(2014)[21]的研究，使用Change模型排除內(nèi)生性問(wèn)題。定義縱向兼任高管變化啞變量AMD，AMD=AMi,t-AMi,t-1，其余變量均按同樣方法作差分處理，并僅保留縱向兼任高管情況發(fā)生變化的樣本。如果第t年存在縱向兼任高管，第t-1年不存在縱向兼任高管，則AMD賦值1；如果第t年不存在縱向兼任高管，第t-1年存在縱向兼任高管，則AMD賦值0。回歸結(jié)果如表10列(4)和(5)所示，AMD的回歸系數(shù)均顯著為正，再次驗(yàn)證了本文結(jié)論。

3．安慰劑檢驗(yàn)

本文研究發(fā)現(xiàn)，縱向兼任高管顯著提高了公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，但是縱向兼任高管是否只是一種隨機(jī)選擇而并沒(méi)有包含大股東有意增強(qiáng)對(duì)上市公司控制力的信息呢？如果上述推測(cè)成立，那么通過(guò)隨機(jī)指定與原有樣本數(shù)量相同的公司存在縱向兼任高管，這些公司的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)仍然較高，那么縱向兼任高管顯著提高公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的結(jié)論并不能成立。反之，如果通過(guò)隨機(jī)指定上市公司存在縱向兼任高管，但是并不能發(fā)現(xiàn)這些隨機(jī)指定的上市公司的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)顯著更高，則表明縱向兼任高管確實(shí)是影響股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的主要因素。本文按以下程序進(jìn)行檢驗(yàn)：首先，為每個(gè)上市公司隨機(jī)分配縱向兼任高管虛擬變量；其次，將為每個(gè)公司隨機(jī)分配的縱向兼任高管虛擬變量與對(duì)應(yīng)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)變量使用模型(5)進(jìn)行回歸；最后，重復(fù)前兩步程序2000次。未報(bào)告的結(jié)果顯示本文構(gòu)造的虛擬處理效應(yīng)并不成立，表明縱向兼任高管的確是影響公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的主要因素。

4．其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)借鑒已有研究采用股價(jià)暴跌作為衡量股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的指標(biāo)，如果股票i的周特有收益率Wi,t在一年內(nèi)至少有一次小于當(dāng)年Wi,t均值的3.09倍標(biāo)準(zhǔn)差，則表示股票i在該年發(fā)生了暴跌，CRASHi,t賦值1，否則賦值0。(2)進(jìn)一步控制其他因素的影響，在模型中加入會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、兩職合一、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例進(jìn)行檢驗(yàn)。(3)將股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)測(cè)窗口延長(zhǎng)到第t+2期。(4)參考Petersen的做法，在公司和年度層面上對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行雙向聚類(lèi)調(diào)整。(5)采用對(duì)極端值不敏感的中位數(shù)回歸方法重新檢驗(yàn)。以上檢驗(yàn)結(jié)果如表11所示，縱向兼任高管與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)之間的顯著正向關(guān)系均未發(fā)生變化。

表11 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：列(1)-(3)括號(hào)內(nèi)是經(jīng)Robust調(diào)整t值，列(2)-(5)以DUVOLt+1作為因變量的回歸結(jié)果不變，限于篇幅本部分未報(bào)告，備索。

五、研究結(jié)論

本文理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)了縱向兼任高管對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的影響。通過(guò)采用2007-2017年中國(guó)A股上市公司的數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)存在縱向兼任高管的公司有著更高的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，支持“侵占效應(yīng)”假說(shuō)。這一結(jié)果在經(jīng)過(guò)一系列內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。作為本文主要結(jié)論的補(bǔ)充和支持，本文還檢驗(yàn)了縱向兼任高管提高上市公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的作用機(jī)理，研究發(fā)現(xiàn)縱向兼任高管通過(guò)加劇大股東的掏空行為而提高股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，從而為縱向兼任高管影響股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的機(jī)理提供一定的證據(jù)支持。本文進(jìn)一步分析了大股東控制力的影響，發(fā)現(xiàn)當(dāng)大股東控制力較弱時(shí)縱向兼任高管與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)間的正向關(guān)系更顯著；同時(shí)，進(jìn)一步分析還發(fā)現(xiàn)，較差的內(nèi)外部監(jiān)督機(jī)制強(qiáng)化了縱向兼任高管對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的影響。更具體地說(shuō)，單一大股東、較少的獨(dú)立董事、較差的法制環(huán)境和較低的機(jī)構(gòu)投資者持股比例加劇了縱向兼任高管“侵占效應(yīng)”的影響。由此可以得出結(jié)論，縱向兼任高管是大股東增強(qiáng)對(duì)上市公司控制力的手段，加劇了大股東掏空行為，提高了股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。

本文的研究具有重要的理論貢獻(xiàn)與現(xiàn)實(shí)意義。在理論上，本文從股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的角度分析了縱向兼任高管對(duì)上市公司的影響及其作用機(jī)制。縱向兼任高管作為大股東增強(qiáng)對(duì)上市公司控制的主要途徑，是公司治理實(shí)踐中的一種普遍現(xiàn)象，然而限于數(shù)據(jù)的可得性，以往研究較少涉及。而我國(guó)資本市場(chǎng)為研究該問(wèn)題提供了良好的條件，本文的研究豐富了這一領(lǐng)域的文獻(xiàn)，同時(shí)豐富了股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)影響因素的相關(guān)研究。在政策建議上，本文的結(jié)果說(shuō)明縱向兼任高管不利于維護(hù)中小投資者的利益，可能會(huì)損害我國(guó)資本市場(chǎng)長(zhǎng)期健康發(fā)展，這為有關(guān)部門(mén)加強(qiáng)投資者保護(hù)提供了決策參考。中國(guó)證監(jiān)會(huì)從1998年開(kāi)始陸續(xù)頒布了“三分開(kāi)”、“五分開(kāi)”等規(guī)定對(duì)大股東兼任上市公司高管的問(wèn)題進(jìn)行限制，但由于沒(méi)有出臺(tái)具體的懲罰措施，實(shí)際執(zhí)行效果不佳。因此，相關(guān)部門(mén)應(yīng)加大相關(guān)規(guī)定的執(zhí)行力度，強(qiáng)化對(duì)存在縱向兼任高管的上市公司的監(jiān)管。并密切關(guān)注相關(guān)公司的經(jīng)濟(jì)行為和會(huì)計(jì)信息披露。