縱向兼任高管與股價崩盤風險：“侵占效應”還是“監督效應”？

田昆儒，田雪豐

(天津財經大學 會計學院，天津 300222)

內容提要：縱向兼任高管現象在我國上市公司中普遍存在，對公司財務管理及決策產生重要的直接影響。理論上縱向兼任高管對公司股價崩盤的影響是雙向的，既有“監督效應”又有“侵占效應”，究竟哪一種效應是更主要的？基于委托代理理論，本文以2007-2017年中國A股上市公司為研究樣本，實證檢驗表明，存在縱向兼任高管的公司股價崩盤風險更高，縱向兼任高管通過加劇大股東的掏空行為提高了股價崩盤風險，支持了“侵占效應”假說；進一步研究發現，在大股東控制力較弱(大股東持股比例較低)、內外部監督機制較差(單一大股東、獨立董事人數較少、機構投資者持股比例較低和法制環境較差)時，公司的股價崩盤風險更高，這在邏輯上為縱向兼任高管的“侵占效應”假說提供了進一步的證據支持。本文對縱向兼任高管的相關研究進行了拓展和創新，同時豐富和發展了公司股價崩盤風險領域的相關研究。

一、引言

現有文獻對個股層面股價崩盤風險的研究主要是基于Jin和Myers(2006)的壞消息隱藏理論，認為股價崩盤源自內部人“報喜不報憂”的消息管理行為，當企業存在代理沖突時，內部人有動機長期隱藏壞消息，致使壞消息持續發酵，集中爆發，最終導致股價崩盤[1-2]。

縱向兼任高管即為上市公司高管同時也在大股東單位任職。目前，縱向兼任高管在我國上市公司中普遍存在，并對上市公司的經營管理與財務決策具有直接的重大影響。但是有關其形成機理與經濟后果的研究較少，而且沒有得到一致的研究結論。作為大股東和上市公司之間的一種直接縱向聯結，縱向兼任高管對股價崩盤風險的影響是雙向的。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，在公司進行決策時行使更多的權利，這樣大股東對管理者的監督能力也就越強，管理者背離股東利益的代理問題就會得到緩解，從而降低股價崩盤風險，產生“監督效應”；另一方面，縱向兼任高管使大股東通過股權資本控制鏈和社會資本控制鏈的雙重控制強化了對上市公司的控制力，能夠助其達成攫取控制權私利的掏空行為，從而提高股價崩盤風險，產生“侵占效應”。所以，縱向兼任高管與公司股價崩盤風險之間的關系在理論上無法確定，究竟哪一種效應占主導有待實證檢驗。

二、理論分析與研究假設

委托代理問題主要包括股東與管理者之間的代理問題和大股東與小股東之間的代理問題。所有權與經營權分離導致股東與管理者之間存在信息不對稱和利益不一致，管理者出于自身利益訴求可能會采取違背股東利益的機會主義行為，由此產生第一類代理問題。當股權集中到一定程度，大股東能夠對公司進行有效控制，在一定程度上可以緩解管理者代理問題。但大股東可能利用控制權優勢從事掏空行為，由此產生第二類代理問題。而現有文獻表明，由代理問題導致的內部人隱藏壞消息的行為是股價崩盤風險的主要誘因[1]，縱向兼任高管也正是通過代理問題而作用于股價崩盤風險的。

從第一類代理問題來看，縱向兼任高管可以視為大股東加強對管理者監督，緩解股東與管理者之間代理問題的一種手段，能夠抑制管理者隱藏壞消息的機會主義行為，產生“監督效應”。Grossman和Hart(1980)[3]曾提出，分散的股權結構會導致股東在監督管理者時存在“搭便車”問題。但當公司存在大股東時這一問題便可得到較好解決[4]。而監督依賴于信息，在信息完全處于劣勢的情況下對管理者進行監督無從談起。從信息傳遞的角度來看，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結，可以使大股東獲取上市公司更多經營政策與運營管理方面的信息，加強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稱程度，進而減少管理者機會主義行為概率。與此同時，當上市公司存在縱向兼任高管時，代表大股東利益的高管相當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，通過縱向兼任高管能夠強化大股東“監督效應”，緩解股東與管理者之間代理沖突。

當管理者代理成本較高時，管理者會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現以及獲取更多可支配資源會進行信息管理，如管理者出于超額薪酬、職業晉升、構建帝國、提高期權價值以及在職消費等考量，在信息披露中經常會“報喜不報憂”[6-7]。管理者通過尋租謀取私有收益，實際上是股東財富向管理者轉移，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成為積極的監督者，對管理者進行監督[8]。可見，如果縱向兼任高管是大股東加強對上市公司監督，緩解股東與管理者之間代理問題的一種手段，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崩盤風險。

從第二類代理問題來看，縱向兼任高管可以視為大股東強化對上市公司控制，增強攫取控制權私有收益的一種手段，產生“侵占效應”。具體而言，當股權集中到一定程度時，大股東能夠對上市公司實施有效控制，加之長期以來我國法律制度對投資者保護較弱，大股東有很強的動機通過資金占用、關聯交易等手段攫取控制權私有收益[9-10]。為掩蓋自身攫取控制權私有收益的行為，大股東往往會隱藏不利消息，最終導致股價崩盤[8]。然而，大股東的利益攫取行為能否實現以及能否成功隱藏壞消息在很大程度上取決于大股東對上市公司的控制能力。雖然集中的股權在一定程度上使大股東能夠對上市公司實施有效控制，但陳德球等(2013)[11]認為大股東控制權不能僅體現在股東大會層次上的控制權，而且還應體現在決策與執行層面上的控制權。祝繼高和王春飛(2012)[12]認為社會資本控制應該成為大股東對上市公司控制權的必要組成部分。縱向兼任高管作為大股東控制權的增強機制[13]，使大股東通過股權資本和社會資本的雙重控制實現了對上市公司的超額控制。此時，大股東具有更強的動機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與管理者合謀才能完成[15]。在投資者保護較弱的背景下，這些兼任高管可能更多以犧牲中小股東利益為代價，無條件配合大股東攫取控制權私有收益的掏空行為[16]。顯然，當大股東與中小股東代理沖突占據主導地位時，作為大股東控制上市公司的增強機制，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，從而提高股價崩盤風險。

因此，縱向兼任高管既可能降低公司股價崩盤風險，同時亦可能提高公司股價崩盤風險。若“監督效應”占主導，那么存在縱向兼任高管的公司股價崩盤風險更低；相反，若“侵占效應”占主導，那么存在縱向兼任高管的公司股價崩盤風險更高。基于以上分析，本文提出如下對立假說：

H1a：基于“監督效應”假說，當上市公司存在縱向兼任高管時，其股價崩盤風險更低。

H1b：基于“侵占效應”假說，當上市公司存在縱向兼任高管時，其股價崩盤風險更高。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文以2007-2017年中國A股上市公司為研究樣本。借鑒已有研究，對樣本進行如下處理：(1)剔除金融行業公司；(2)剔除被ST的公司；(3)剔除相關數據缺失的觀測值；(4)剔除年股票交易周數少于30周的觀測值；(5)剔除未披露董事長或CEO是否為縱向兼任高管的觀測值。經過如上篩選，共獲得12444個公司—年度觀測值。同時，對連續變量進行上下1%水平的縮尾處理，以降低異常值對本文研究結論的影響。本文所使用的數據來源于CSMAR和WIND數據庫。

(二)主要變量測度

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或CEO。設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.股價崩盤風險。本文采用負收益偏態系數NCSKEW和收益上下波動比率DUVOL度量股價崩盤風險，計算方法如下：

首先，估計如下模型計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周考慮現金紅利再投資的個股收益率和所在市場收益率。取上述回歸的殘差項，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，構造負收益偏態系數NCSKEW和收益上下波動比率DUVOL。計算方法如下：

(3)

(4)

其中，n為股票i的年交易周數，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。NCSKEW和DUVOL數值越大，說明公司股價崩盤風險越大。

(三)模型設定

本文構建模型(5)考察縱向兼任高管對公司股價崩盤風險的影響。

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

(5)

其中，CRASHRISKi,t+1為第t+1期的兩個股價崩盤風險指標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，根據已有研究本文控制了第t期股價崩盤風險CRASHRISK、月平均超額換手率DTURN、周平均收益波動率SIGMA、周平均特有收益率RET、市值賬面比MB、公司規模SIZE、資產負債率LEV、總資產收益率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Industry效應。變量的具體定義和度量見表1。

表1 變量定義表

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2報告了本文主要變量的描述性統計結果。從中可以看到，AM的平均值為0.622，比潘紅波和韓芳芳(2016)[17]所報告的結果略有所上升，這可能是樣本期間差異所導致。兩個股價崩盤風險指標NCSKEWt+1和DUVOLt+1的平均值分別為-0.3和-0.214；標準差分別為0.912和0.772，說明不同公司的股價崩盤風險存在很大差異，與已有研究基本一致。其他變量的分布均在合理范圍之內。

表2 描述性統計

(二)相關性與單變量分析

表3報告了縱向兼任高管與股價崩盤風險的相關系數。Pearson相關系數顯示Ncskewt+1和Duvolt+1的相關系數為0.9207且在1%的水平上顯著，說明兩個指標具有較好的一致性。AM與Ncskewt+1和Duvolt+1的相關系數分別為0.0161和0.018，且均顯著為正，說明在不考慮其他因素的影響時，存在縱向兼任高管的上市公司未來股價崩盤風險更高，符合假設H1b的預期。Spearman相關系數結果與Pearson相關系數一致，同樣符合假設H1b的預期。另外，本文計算了各主要變量的VIF值，其中最大值為1.98，均值為1.39，說明各主要變量之間不存在嚴重共線性問題。

同時，本文還報告了按照是否存在縱向兼任高管分組后的股價崩盤風險的組間差異檢驗。如表4所示，在有縱向兼任高管的樣本中，其股價崩盤風險的平均值和中位數分別為-0.288(-0.203)和-0.297(-0.243)，均大于無縱向兼任高管樣本的平均值-0.319(-0.232)和中位數-0.337(-0.272)，且該差異至少在10%的水平上顯著。該分組檢驗結果初步表明，當上市公司存在縱向兼任高管時，其股價崩盤風險更高。

表3 主要變量的Pearson和Spearman相關系數

注：左下三角是Pearson相關系數，右上三角是Spearman相關系數；***、**、*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崩盤風險

本文采用模型(5)對縱向兼任高管如何影響股價崩盤風險進行了實證檢驗，結果如表5所示。其中，本文在列(1)和(2)單獨考慮了縱向兼任高管對股價崩盤風險的影響，檢驗結果顯示AM的系數分別為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崩盤風險的變量，AM的系數基本不變，但顯著性水平提高到1%。在列(5)和(6)中進一步控制信息不透明度變量，可以看到AM的系數仍均在1%水平上顯著為正。綜合上述結果，在控制其他因素后，縱向兼任高管與公司股價崩盤風險之間呈顯著正相關關系，說明上市公司存在縱向兼任高管時顯著提高了股價崩盤風險，支持了假設H1b。

表5 縱向兼任高管與股價崩盤風險

注：括號內是t值(經Robust調整)，下同。

(四)縱向兼任高管如何提高股價崩盤風險：基于大股東掏空的證據

本文認為，縱向兼任高管通過增強大股東對上市公司的控制力，增加了大股東的代理成本而影響到公司股價崩盤風險。為進一步驗證這一作用路徑，本文以大股東掏空行為作為中介變量，采用中介效應模型檢驗存在縱向兼任高管的公司是否通過惡化第二類代理問題而影響到了公司股價崩盤風險。具體檢驗模型如下：

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。本文采用關聯交易衡量大股東的掏空行為，構建RPT1和RPT2兩個指標，其中，RPT1表示所有關聯交易，RPT2為剔除可能存在一定噪音交易項目(合作項目、許可協議、研究與開發成果、關鍵管理人員報酬、其他事項)之后的關聯交易總和，RPT1和RPT2均以總資產進行標準化。根據溫忠麟等(2004)[18]的研究，首先采用模型(6)檢驗縱向兼任高管對公司股價崩盤風險的影響，考察縱向兼任高管AM的系數α1是否顯著。如果顯著，接下來對模型(7)和模型(8)進行回歸。如果λ1和β2均顯著，說明縱向兼任高管確實通過作用大股東代理問題(掏空)而影響公司股價崩盤風險。若β1顯著，則表明代理問題(掏空)發揮了部分中介作用；反之，則表明代理問題(掏空)發揮了完全中介作用。

以RPT1作為衡量大股東掏空指標，采用模型(6)回歸的結果如表6所示，列(1)AM的系數λ1顯著為正，說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β1和RPT1的系數β2均顯著為正，這表明縱向兼任高管確實通過作用大股東代理問題(掏空)而影響股價崩盤風險。同時，以RPT2作為衡量大股東掏空指標的中介效應檢驗結果與RPT1一致。此外，Sobel Z的統計量分別為1.903、2.462、1.704、2.311，這說明本文構建中介效應檢驗至少在10%的水平上顯著。綜上所述，中介效應檢驗的結果驗證了本文的邏輯。

表6 縱向兼任高管如何提高股價崩盤風險：基于大股東掏空的證據

(五)縱向兼任高管與股價崩盤風險：大股東控制力的證據

以上研究結果支持了縱向兼任高管的“侵占效應”假說。無疑，縱向兼任高管是否產生“侵占效應”在很大程度上取決于大股東對上市公司的控制力。如果縱向兼任高管是大股東加強對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，增加股價崩盤風險的效應更明顯。而對于控制能力較強的大股東，其本身已經具有足夠的能力對上市公司進行掏空，此時縱向兼任高管增強大股東對上市公司控制力的邊際作用將會降低，從而縱向兼任高管對股價崩盤風險的影響也會隨之減弱。基于以上分析，本文預期縱向兼任高管作用的發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上市公司的控制能力[19]。當大股東持有公司股權超過50%時，大股東擁有對公司的絕對控制權，對公司的控制力非常強[12]。因此，本文依據大股東持股比例是否超過50%將樣本分為控制能力較強和控制能力較弱兩組分別回歸。回歸結果如表7所示，縱向兼任高管AM的系數僅在控制能力較弱的組顯著為正。檢驗結果這支持了本文的預期，也進一步支持了假設H1b。

表7 縱向兼任高管與股價崩盤風險：大股東 控制力的證據

(六)縱向兼任高管與股價崩盤風險：監督機制的證據

通常而言，有效的監督機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”導致了更高的股價崩盤風險，那么在監督機制較差時更能強化縱向兼任高管與股價崩盤風險之間的正向關系。為了增強我們對縱向兼任高管與股價崩盤風險關系的理解，同時給縱向兼任高管對股價崩盤風險的作用機理提供更為可靠的證據支持。本文繼續考察公司內外部的監督機制對縱向兼任高管“侵占效應”的影響。

首先，考慮內部監督機制。參考相關文獻，選取公司是否存在多個大股東和獨立董事人數多少作為內部監督機制是否有效的衡量標準。股權制衡度越高，非控股股東的監督力量越強[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]。梁權熙和曾海艦(2016)[20]研究表明獨立董事能夠有效發揮監督職能，獨立董事人數越多監督越強、越有效。本文將存在多個大股東的公司和獨立董事人數高于所有公司年度—行業中位數的公司定義為內部監督機制較強的組，反之為內部監督機制較弱的組。表8的實證結果表明，縱向兼任高管對股價崩盤風險的提高效應主要體現在不存在多個大股東和獨立董事人數較少的樣本中。這表明當內部監督機制較弱時縱向兼任高管對股價崩盤風險的影響更明顯。

表8 縱向兼任高管與股價崩盤風險：內部監督機制

注：以DUVOLt+1作為因變量的回歸結果不變，限于篇幅本部分未報告，備索。

表9 縱向兼任高管與股價崩盤風險：外部監督機制

注：同表8。

其次，考慮外部監督機制。外部監督機制的第一個衡量指標是機構投資者持股比例，機構投資者持股比例越高意味著外部監督機制越強[19]。借鑒已有研究，按機構投資者持股比例是否高于年度—行業中位數分為外部監督機制較強和較弱兩組。第二個衡量指標是公司所處的法律環境，法律保護是公司外部治理機制的重要組成部分[10]，在較弱的法律保護環境下，大股東“掏空”上市公司的動機會更強[11]。借鑒已有研究，本文采用樊綱等編制的“市場中介組織發育和法律制度環境”來度量公司所處的法律環境。按各年度各省的法律指數對樣本進行均等4分，并將處于上4分位之上的較好法律環境樣本視為外部監督機制較強的樣本，而將其他樣本視為外部監督機制較弱的樣本。表9報告了按外部監督機制強弱分組回歸的結果，與考慮內部監督機制的結果一致，縱向兼任高管的股價崩盤風險提高效應僅在外部監督機制相對較弱的樣本組中顯著為正。更弱的外部監督同樣強化了縱向兼任高管的股價崩盤風險提高效應。上述檢驗結果進一步印證了縱向兼任高管對股價崩盤風險產生影響的作用機理。

(七)內生性問題

1．Heckman兩階段法

本文采用Heckman兩階段法排除內生性問題。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，更有利于大股東對上市公司的控制；若上市公司與大股東不在同一城市時，大股東為了加強對上市公司的控制，上市公司更可能出現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直接影響公司股價崩盤風險，同時上市公司的股價崩盤風險更不太可能影響到上市公司與大股東是否會在同一城市。表10列(1)匯報了第一階段回歸結果，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)匯報了加入逆米爾斯比IMR的第二階段回歸結果，從中可以看出IMR具有一定的顯著性，但AM的回歸系數均依然顯著為正，說明本文結論在控制樣本自選擇問題后結論依然成立。

表10 Heckman兩階段法與Change模型檢驗

2．Change模型

本文進一步借鑒Xu等(2014)[21]的研究，使用Change模型排除內生性問題。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。回歸結果如表10列(4)和(5)所示，AMD的回歸系數均顯著為正，再次驗證了本文結論。

3．安慰劑檢驗

本文研究發現，縱向兼任高管顯著提高了公司股價崩盤風險，但是縱向兼任高管是否只是一種隨機選擇而并沒有包含大股東有意增強對上市公司控制力的信息呢？如果上述推測成立，那么通過隨機指定與原有樣本數量相同的公司存在縱向兼任高管，這些公司的股價崩盤風險仍然較高，那么縱向兼任高管顯著提高公司股價崩盤風險的結論并不能成立。反之，如果通過隨機指定上市公司存在縱向兼任高管，但是并不能發現這些隨機指定的上市公司的股價崩盤風險顯著更高，則表明縱向兼任高管確實是影響股價崩盤風險的主要因素。本文按以下程序進行檢驗：首先，為每個上市公司隨機分配縱向兼任高管虛擬變量；其次，將為每個公司隨機分配的縱向兼任高管虛擬變量與對應的股價崩盤風險變量使用模型(5)進行回歸；最后，重復前兩步程序2000次。未報告的結果顯示本文構造的虛擬處理效應并不成立，表明縱向兼任高管的確是影響公司股價崩盤風險的主要因素。

4．其他穩健性檢驗

(1)借鑒已有研究采用股價暴跌作為衡量股價崩盤風險的指標，如果股票i的周特有收益率Wi,t在一年內至少有一次小于當年Wi,t均值的3.09倍標準差，則表示股票i在該年發生了暴跌，CRASHi,t賦值1，否則賦值0。(2)進一步控制其他因素的影響，在模型中加入會計穩健性、兩職合一、董事會規模、獨立董事比例進行檢驗。(3)將股價崩盤風險的預測窗口延長到第t+2期。(4)參考Petersen的做法，在公司和年度層面上對標準誤進行雙向聚類調整。(5)采用對極端值不敏感的中位數回歸方法重新檢驗。以上檢驗結果如表11所示，縱向兼任高管與股價崩盤風險之間的顯著正向關系均未發生變化。

表11 其他穩健性檢驗

注：列(1)-(3)括號內是經Robust調整t值，列(2)-(5)以DUVOLt+1作為因變量的回歸結果不變，限于篇幅本部分未報告，備索。

五、研究結論

本文理論分析和實證檢驗了縱向兼任高管對股價崩盤風險的影響。通過采用2007-2017年中國A股上市公司的數據，我們發現存在縱向兼任高管的公司有著更高的股價崩盤風險，支持“侵占效應”假說。這一結果在經過一系列內生性和穩健性檢驗后依然成立。作為本文主要結論的補充和支持，本文還檢驗了縱向兼任高管提高上市公司股價崩盤風險的作用機理，研究發現縱向兼任高管通過加劇大股東的掏空行為而提高股價崩盤風險，從而為縱向兼任高管影響股價崩盤風險的機理提供一定的證據支持。本文進一步分析了大股東控制力的影響，發現當大股東控制力較弱時縱向兼任高管與股價崩盤風險間的正向關系更顯著；同時，進一步分析還發現，較差的內外部監督機制強化了縱向兼任高管對股價崩盤風險的影響。更具體地說，單一大股東、較少的獨立董事、較差的法制環境和較低的機構投資者持股比例加劇了縱向兼任高管“侵占效應”的影響。由此可以得出結論，縱向兼任高管是大股東增強對上市公司控制力的手段，加劇了大股東掏空行為，提高了股價崩盤風險。

本文的研究具有重要的理論貢獻與現實意義。在理論上，本文從股價崩盤風險的角度分析了縱向兼任高管對上市公司的影響及其作用機制。縱向兼任高管作為大股東增強對上市公司控制的主要途徑，是公司治理實踐中的一種普遍現象，然而限于數據的可得性，以往研究較少涉及。而我國資本市場為研究該問題提供了良好的條件，本文的研究豐富了這一領域的文獻，同時豐富了股價崩盤風險影響因素的相關研究。在政策建議上，本文的結果說明縱向兼任高管不利于維護中小投資者的利益，可能會損害我國資本市場長期健康發展，這為有關部門加強投資者保護提供了決策參考。中國證監會從1998年開始陸續頒布了“三分開”、“五分開”等規定對大股東兼任上市公司高管的問題進行限制，但由于沒有出臺具體的懲罰措施，實際執行效果不佳。因此，相關部門應加大相關規定的執行力度，強化對存在縱向兼任高管的上市公司的監管。并密切關注相關公司的經濟行為和會計信息披露。