近年來，隨著我國市場的不斷發(fā)展和完善，上市公司的“出身”結構發(fā)生了極大的變化，民營上市企業(yè)數(shù)量增長迅速，與其相關的研究也越來越多。而相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)的股權結構研究更為復雜，委托代理關系除了需要考慮傳統(tǒng)公司治理理論的所有者和管理者之間的委托代理關系，還必須關注大股東與中小股東之間的委托代理關系問題。
會計盈余是一種最重要、最綜合、投資者最為關心的信息，盈余質量是會計信息質量的一個典型代表（魏明海，2005）。那么在考慮第二類代理的前提下，我國民營上市公司的盈余質量如何呢？本文根據(jù)程小可（2004）對會計質量的定義，將盈余質量定義為盈余信息使用者的決策相關性，即根據(jù)當期盈余（或盈余變動情況）預測公司未來市場回報的能力。以2007—2009年我國民營上市公司為研究樣本，利用盈余反應系數(shù)來衡量控股股東所有權、現(xiàn)金流權與盈余質量的關系。
一、文獻回顧與理論假說
（一）關于委托代理理論
第二類委托代理問題。控制權與現(xiàn)金流權分離程度越高，大股東轉移公司利潤的動機就越強，剝奪小股東利益的欲望也越強烈，控股股東與中小股東的代理問題就越嚴重。Fan等（2002）通過對7個東亞經(jīng)濟的977個公司的實證研究發(fā)現(xiàn)，股權集中和金字塔及交叉持股的股權結構產(chǎn)生了控制性股東和外部股東的代理問題，結果造成了控制性股東通常披露有利于自身利益的、不可信的會計信息。
（二） 關于控股股東與盈余質量
關于“利益侵占”說。企業(yè)作為一系列契約的集合，締約各方通過契約的約定明確各自的權利及義務。會計盈余作為契約簽訂和執(zhí)行的基礎信息，控股股東作為契約中優(yōu)勢的一方，為了攫取更多的私有利益，對會計盈余的影響就在所難免。Liu等（2003）研究發(fā)現(xiàn)控股股東支持上市公司的根本目的只是為了幫助上市公司達到管制要求的“會計利潤”， 支持之后是更大規(guī)模的掏空（王化成、佟巖，2006），從而影響了盈余的質量。
關于“利益趨同”說。一些研究認為，較高的控制權起到了可信的承諾實現(xiàn)能力，協(xié)調效應更強，且大股東的持股比例越高，其自身的利益會與公司的利益逐步趨同，控股股東出于保障投資利益的需要，會盡量減少對控股公司的經(jīng)濟干預，不會采用侵害控股公司經(jīng)濟利益的手段。
基于以上分析，考慮民營上市公司第二類委托代理問題嚴重，本文從控股股東的控制權和現(xiàn)金流權對民營上市公司著手分析。并且在“利益趨同”說基礎上，提出以下假設：
假設一：民營上市公司的會計盈余質量與控股股東的控制權之間存在直線關系，控股股東控制權比例越高，公司的盈余質量就越高。
假設二：民營上市公司的會計盈余質量與控股股東擁有的現(xiàn)金流權之間存在直線關系，控股股東擁有的現(xiàn)金流權越低，公司的盈余質量就越低。
假設三：民營上市公司的會計盈余質量與控制權和現(xiàn)金流權分離程度之間存在直線關系，分離度越高，公司的盈余質量就越低。
二、變量定義和模型建立
借鑒王化成（2006）模型，我們用盈余反應系數(shù)ERC衡量會計盈余的相關性。以基本的盈余反應系數(shù)模型為基礎，加入需要考察的變量，得到本文待檢驗模型如下：
其中：Ri，t為公司i在t期間市場回報，計算方法為t 1年4月末除以t年4月末調整后的收盤價（考慮分紅）；EPSi，t為公司i在t期間每股凈利潤；Pi，t-1為公司i在t期間4月末調整后的收盤價（考慮分紅）；CSi，t-1為公司i在t-1期末第一大股東持股比例；CFRi，t-1為公司i在t-1期末第一大股東的現(xiàn)金流權；SRi，t-1= CFRi，t-1/ CSi，t-1，表示公司i在t-1期末現(xiàn)金流權與控制權的分離系數(shù)，分離系數(shù)越大，分離程度越低。另外在模型中使用資產(chǎn)負債率、托賓Q值和公司規(guī)模作為控制變量，同時考慮到中國股市的波動變化以及行業(yè)間經(jīng)營環(huán)境的不同，引入時間控制變量Year和行業(yè)控制變量IND，對三個假設進行分組單因素檢驗。
三、實證分析
（一）樣本選擇與數(shù)量來源
本文以滬深兩市2007-2009年我國民營上市公司為總體樣本，剔除：1.考慮盈余質量的持續(xù)性和穩(wěn)定性，剔除在2006尚未上市或無法取得有效數(shù)據(jù)的民營上市公司。2.剔除ST、SST的公司樣本。3.剔除金融行業(yè)樣本。4.民營上市公司超過90%均采用金字塔結構的上市方式，這種方式能更直觀地考察控股股東的現(xiàn)金流權和控制權，故剔除上市方式非金字塔結構。最終得到樣本267家。除2009年股票收盤價系手工整理外，其他數(shù)據(jù)均來自北大CCER數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理工具選用SPSS17.0和Excel。
（二）描述性統(tǒng)計
1.中國民營上市公司的統(tǒng)計特征
表1 描述了我國民營上市2009年控股股東的控制權和現(xiàn)金流權區(qū)間分布。從表中可以看出，20%到40%是控制權最為集中的區(qū)域，而20%以下是現(xiàn)金流權最集中的區(qū)域。控制權在10%以下的公司數(shù)目很少，現(xiàn)金流權在50%以上的比較少。由此，可以明顯看出，我國民營上市公司控股股東的控制權集中度很高，且控制權與現(xiàn)金流權存在著明顯的偏離。證明我們考慮民營上市公司控股股東的控股權與現(xiàn)金流權與盈余質量的關系是十分必要的。
2.模型主要變量的描述性統(tǒng)計
從表2可以看出，我國民營上市公司控股股東的控制權（均值33.49%）與現(xiàn)金流量權（均值23.69%）都比較集中。持股比例和現(xiàn)金流量權最大值達到87.66%，由此可見，民營上市公司中控股股東對公司的控制能力和影響力比較大。而控制權與現(xiàn)金流權的平均分離度為68.54%，即控股股東平均可以用0.69單位的資金取得1個單位的控制權，說明當前我國民營上市公司確實存在現(xiàn)金流權與控制權分離的情況。
（三）回歸分析
表3對模型1的回歸結果，整體方程通過了F檢驗，方程在1%水平上顯著正相關。即控股股東的控制權比例越高，公司盈余信息質量越顯著，支持了控股股東的“協(xié)同效應”說，與假設1相符。表3對模型2的回歸結果，整體方程通過了F檢驗，方程在1%水平上顯著正相關，假設2得到驗證。
表3對模型3的回歸結果。整體方程通過了F檢驗，方程在5%的水平下顯著負相關，證明民營上市公司控股股東控制權與現(xiàn)金流權分離系數(shù)與盈余質量負相關，那么分離程度與盈余質量正相關，這與假設3剛好相反。猜測可能民營上市公司不同程度控制權會出現(xiàn)干擾現(xiàn)象，筆者通過將控制權分為分散持股、相對控制和絕對控制進行分樣本檢驗，結果見表4。
當相對控制和絕對控制時，假設3成立。可以理解為當控股股東比例達到足夠大時，這種兩權分離的現(xiàn)象會大大增加股東攫取私人收益的動機，控制權和現(xiàn)金流權的不對等越加嚴重，控股股東越可能會通過利用手中掌握的大量控制權攫取私有利益，為了掩飾自身行為，控股股東就有較強的動機去操縱公司的盈余信息，影響公司的盈余質量。
四、結論、建議以及局限性
目前我國資本市場發(fā)展尚不充分，上市公司質量普遍不高。我國民營上市公司大都采用金字塔的持股結構。本文證明了控股股東的控制權比例與盈余質量正相關，現(xiàn)金流權比例與盈余質量正相關，兩權分離度與盈余質量在相對控制和絕對控制時負相關。
股權分置改革后，大股東控制仍然是我國上市公司的重要特征之一。這種情況給上市公司帶來了盈余質量低下和一些其他問題，并嚴重損害了某些信息使用者群體如中小股東的權益。要改善這種局面，可以從內部和外部兩方面進行。在公司內部要健全治理結構，形成大股東約束機制，不斷強化董事會和監(jiān)事會的職能，適時適當?shù)匾胪獠客顿Y者，提高公司運營透明度。從外部來講，監(jiān)管機構應大力推進各項制度的市場化改革，不斷完善外部監(jiān)管環(huán)境，同時作為投資者，要樹立理性投資觀念，提高自身素質。
本文是從決策相關性的研究視角考察的，采用盈余反應系數(shù)建立模型，角度比較單一，還可以從現(xiàn)金、應計項目等角度考察。而且考慮我國資本市場發(fā)展尚不充分的實際情況，盈余反應系數(shù)模型的可靠性尚待檢驗。
【參考文獻】
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