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1 年 12 月第 15 卷第 4 期中国会计与财务研究 C h i n a A c c o u n t i n g a n d F i n a n c e R e v i e w Volume 15, Number 4 December 2013 基于经济周期的公司盈余持续性研究 1 来自于中国上市公司的经验证据 李青原 2 王红建容欣 投稿日 :2013 年 3 月 4 日录用日 :2013 年 7 月 5 日 作者 2013 本文由香港理工大学以开放取用(open access) 方式出版 摘要本文利用 2008 年金融危机这一具有 自然实验 性质的事件, 在 Tomy(2012) 分析框架的基础上实证考察了经济周期的不同阶段, 我国上市公司盈余持续性的差异 结果发现 :(1) 相对于经济繁荣阶段, 当经济周期进入衰退阶段, 公司盈余持续性会显著降低, 且相对应计盈余, 现金盈余受经济周期影响更敏感 ;(2) 相对于非四大审计的公司, 四大审计的公司盈余持续性受经济周期影响更敏感 ;(3) 相对于股权集中度较高的公司, 集中度越低的公司盈余持续性受经济周期影响越敏感 该结果表明, 经济周期性波动作为宏观经济运行的基本规律, 会通过影响公司基本面与盈余管理行为而对微观企业的盈余持续性产生直接的影响, 且基本面对盈余持续性影响表现顺周期性, 而盈余管理对盈余持续性影响则表现为逆周期性, 因此会计信息质量越高 公司治理越完善, 其盈余持续性受经济周期影响越敏感 本文的最主要的贡献在于发现了盈余管理在经济周期影响盈余持续性的作用及其方向, 为深刻理解经济周期影响盈余持续性的作用机制提供了经验证据 关键词 : 经济周期 盈余持续性 四大审计师 股权集中度中图分类号 :F037 F 感谢执行编辑苏黎新副教授 两位匿名审稿人及中南财经政法大学 文泉会计论坛 上王雄元教授等的建设性意见 感谢教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目 (10JZD0019) 国家自然科学基金项目 ( ; ) 教育部新世纪优秀人才支持计划项目(NECT ) 珞珈青年学者计划及武汉大学研究生自主创新项目 ( 批准号 : ), 文责自负 李青原, 武汉大学经济与管理学院教授 博士生导师, 电邮 :qyli@whu.edu.cn; 王红建 ( 通讯作者 ), 武汉大学经济与管理学院, 电邮 :whj.hust@163.com; 容欣, 武汉大学经济与管理学院, 电邮 : @qq.com

2 基于经济周期的公司盈余持续性研究 来自于中国上市公司的经验证据 139 一 引言宏观经济的周期性波动作为一国经济增长存在的固有规律, 其主要表现为一国宏观经济增长率的周期性变化 纵观中国过去三十多年的快速发展 实现年平均 9.8% 的增长, 这种奇迹般的增长引起了国内外的高度关注 然而, 即便是这种奇迹般的经济增长也不可能规避衰退的可能性, 特别是 2008 年世界金融危机的爆发, 使得我国宏观经济经历了从快速增长到快速衰退的过程, 这次快速的衰退过程对宏观经济乃至微观企业均产生了巨大冲击 然而一直以来, 我们在宏观经济的这种周期性波动过程中均过度地关注着如 GDP 增长率 失业率以及 CPI 等宏观经济基本面的指标, 而对于这种宏观经济的周期性变化如何影响微观企业行为却一直被理论经济学家们所忽视 事实上, 宏观经济的周期性波动, 对于构成宏观经济的微观主体即企业也有着直接的影响 如图 1 所示,2008 至 2011 年我国 GDP 季度增长率与上市公司盈利为负的样本所占比例之间正好呈相反关系, 意味着当经济步入衰退时, 盈利为负的公司占比开始上升, 而当经济步入繁荣时期时, 盈利为负的公司占比开始下降, 这与李远鹏 (2009) 的研究发现一致 因此 2008 年爆发的世界金融危机, 在给全球几乎所有的企业经营带来巨大冲击的同时, 也为我们深入研究经济周期性的波动对微观企业财务与会计行为的影响机制提供契机 盈余质量作为财务与会计领域研究的重要议题, 一直被会计研究者所广泛关注 盈余持续性作为盈余质量的主要特征之一 (Dechow et al., 2010; Dichev et al., 2012), 也被学者们所广泛研究 所谓盈余持续性是指当前盈余变动的事件或交易能够影响未来盈余的时间长短及稳定程度, 其特征主要表现为盈余持续性越高, 其前后期盈余差异越小, 其可预测性越强 目前关于盈余持续性的研究主要集中于管理层薪酬契约与盈余持续性 (Baber et al., 1998; Nwaeze et al., 2006) 会计信息质量与盈余持续性 ( 彭韶兵 黄益建,2007; 彭韶兵等,2008) 年报可读性与盈余持续性 (Li, 2008) 及管理者能力与盈余持续性 (Demerjian et al., 2013) 等 然而, 以上研究均是基于微观企业层面研究盈余持续性问题, 国内外学者除 Tomy(2012) 外均鲜有从宏观经济特别是经济周期视角, 研究对公司盈余持续性的影响 此外, Dichev et al.(2012) 通过对 169 家上市 CFO 的调查以及 12 位 CFO 的深度访谈发现经济周期对公司盈余质量具有极其重要的影响 可见仅从微观企业层面对盈余持续性的决定因素及其经济后果展开了研究, 而忽视宏观经济条件变化的影响, 会在一定程度上限制了其研究结论的可靠性与可推广性 正是基于此, 本文以 2008 年到 2011 年我国上市非金融类公司季度数据为样本, 以 2008 年金融危机这一具有 自然实验 性质的事件, 实证研究了经济周期如何影响我国上市公司盈余持续性, 并考虑四大审计 股权集中度高低 公司盈利正负以及行业周期性强弱等的不同情况下, 经济周期对公司盈余持续性影响的差异 结果发现 :(1) 相对于经济繁荣阶段, 当经济周期进入衰退阶段, 公司盈余持续性会显著降低, 且相对应计盈余, 现金盈余受经济周期影响更敏感 ;(2) 相对于非四大审计的公司, 四大审计的公司盈余持续性受经济周期影响更敏感 ;(3) 相对于股权

3 140 李青原王红建容欣 图 1 GDP 增长率与盈利为负样本占比 q1 2008q3 2009q1 2009q3 2010q1 2010q3 2011q1 2011q3 盈利为负的样本占比 GDP 增长率 集中度较高的公司, 集中度越低的公司盈余持续性受经济周期影响越敏感 该结果表明, 经济周期性波动作为宏观经济运行的基本规律, 会通过影响公司基本面与盈余管理行为而对微观企业的盈余持续性产生直接的影响, 且基本面对盈余持续性影响表现顺周期性, 而盈余管理对盈余持续性影响则表现为逆周期性, 因此会计信息质量越高 公司治理越完善, 其盈余持续性受经济周期影响越敏感 本文的最主要的贡献在于发现了盈余管理在经济周期影响盈余持续性的作用及其方向, 为深刻理解经济周期影响盈余持续性的作用机制提供了经验证据 本文的贡献主要表现为 :(1) 本文区别于 Tomy(2012) 主要在于, 使用二分法将经济周期划分为衰退期与繁荣期两个阶段, 重点考察这两个阶段中, 公司盈余持续性存在的显著差异, 并进一步从基本面与盈余管理两个角度深度解析了经济周期影响公司盈余持续性的关键机制, 特别是发现了盈余管理的顺周期性, 致使盈余持续性具有反周期性这一关键机制, 从而较好地回答了 Tomy(2012) 在其未来研究所言区分基本面与自由裁决权对盈余持续性的影响 此外, 本文在 Tomy(2012) 的的基础上, 还考察了公司盈亏 行业周期性强弱以及将样本推广到更广泛的行业 (Tomy(2012) 只研究了制造业与耐用品消费行业 ) 下, 经济周期对公司盈余持续性的影响以及经济周期对公司盈余持续性的影响以及经济周期衰退阶段公司具有向下进行盈余管理动机, 当期进行向下盈余管理将导致盈余持续性的上升, 及世界金融危机带来的外生冲击可以缓解本研究的内生性问题等的贡献 ;(2) 现有研究主要关注盈余管理行为和企业成长性 ( 林翔与陈汉文,2005; 彭韶兵等,2008) 等公司基本面因素对公司盈余持续性的影响, 尽管国家控股股东所有权 资本市场的政府控制 财产权利的有限保护和不完备的市场体系 事务所独立性的缺乏 社会网络和政治关联的重要性是影响处于 新兴加转轨 时期我国上市公司财务报告动

4 基于经济周期的公司盈余持续性研究 来自于中国上市公司的经验证据 141 机及相应信息环境的关键制度安排, 但是本文强调了经济周期对我国上市公司盈余持续性的影响, 丰富和拓展了对公司盈余持续性影响因素的理解, 进一步支持了受访本土企业高管对 宏观经济调整影响微观企业行为 的最大顾虑 ; 3 (3) 基于中国制度环境建立了宏观经济周期影响微观企业盈余持续性的理论分析框架, 加深了对姜国华与饶品贵 (2011) 提出的宏观经济政策与微观企业行为互动对会计与财务研究潜在影响的理解, 进一步拓展了宏观经济政策影响微观企业财务与会计行为的研究文献 此外, 在研究设计方面, 本文使用了 2008 年金融危机所具有的 自然实验 性质的事件可以较好地避免经济周期与盈余持续性间潜在的内生性问题, 从而保证了结论的可靠性 本文后面部分安排如下 : 第二部分是理论分析与研究假设 ; 第三部分是研究设计 ; 第四部分是实证分析 ; 最后是结论 二 理论分析与研究假设 ( 一 ) 经济周期与公司盈余的持续性 2008 年世界金融危机的爆发, 致使全球经济步入衰退的过程, 即使经济持续快速增长的中国, 也不例外 2009 年, 美欧 日本等主要发达经济体深陷衰退, 新兴经济体及发展中国家经济增速放缓, 世界经济也出现了自二战以来的首次负增长 国际金融危机给全球经济造成巨大冲击的同时, 也为我们研究经济周期对微观企业行为的影响提供了契机 在金融危机背景下, 由于经营业绩出现下滑, 上市公司为掩盖其财务问题往往会对公司报表进行操纵 ( 如大洗澡等 )(Tomy, 2012), 往往会使用非主营业务及其它会计手段人为调节利润, 从而影响公司盈余质量, 造成盈余持续性的波动 如图 2 所示, 可以看出季度 GDP 增长率与公司盈余持续性呈现明显的正相关关系, 即当经济周期步入繁荣期, 盈余持续性表现为上升, 而当经济周期步入衰退阶段, 盈余持续性则表现为下降, 表明宏观经济的周期性变化对公司盈余的持续性确实产生了直接的影响 然而宏观经济的周期性变化究竟如何影响公司盈余持续性? 根据 Dechow et al. (2010) 公司盈余的持续性主要受公司基本面及财务报告系统的影响 此外, Damodaran(2009) 与 Tomy(2012) 所建立的分析框架也表明经济周期主要通过影响公司基本面及管理层盈余动机来影响公司盈余持续性 从公司基本面来看, 当宏观经济步入繁荣期, 公司未来盈利比较稳定, 公司盈余也表现的更为持续 ; 而当宏观经济步入衰退阶段时, 行业整体业绩会出现下滑, 公司未来盈利的不确定性增强, 因此公司盈余也将呈现更大的不确定性而表现为更低的盈余持续性 因此从公司基本面来讲, 相对于宏观经济的繁荣期, 当宏观经济进入衰退期时, 公司盈余持续性会出现下降, 从而表现为顺周期性 3

5 142 李青原王红建容欣 图 2 GDP 增长率与盈余持续性 q1 2008q2 2008q3 2008q4 2009q1 2009q2 2009q3 2009q4 2010q1 2010q2 2010q3 2010q4 2011q1 2011q2 2011q3 2011q4 盈余持续性 GDP 增长率 从财务报告系统来讲, 决定公司盈余质量的另一重要因素则是管理者机会主义的盈余管理行为 ( 林翔与陈汉文,2005) 根据 Cohen and Zarowin(2007) 与 Strobl (2013) 研究发现不同经济周期阶段公司具有不同的盈余管理行为, 而这种随着宏观经济周期性变化的盈余管理行为必然会对盈余持续性行产生影响 ( 林翔与陈汉文,2005) 具体来说, 首先从经济周期与公司盈余管理行为关系看, 根据 Cohen and Zarowin(2007) 与 Strobl(2013) 的研究发现经济繁荣期公司具有向上操纵利润的动机, 可以推演出当经济周期步入衰退时, 公司整体经营业绩会出现下滑, 此时公司管理层为隐藏利润往往具有向下操纵利润的动机 ( 大洗澡 ), 以备经济繁荣期满足薪酬契约等需要, 公司管理层进行盈余管理向下操纵利润的动机可能更大, 从而报告更低的盈余, 致使公司的盈余报告呈现顺周期性 ; 其次从盈余管理行为与盈余持续性的关系看, 由于盈余持续性主要表现为当期盈余在下一期继续持续的程度大小 当公司进行盈余管理, 当期进行向上操纵盈余时, 表现为当期盈余的虚高, 一般来说该盈余具有不可持续性从而表现为持续性更低 ; 相反, 当期进行向下操纵盈余时, 表现为当期盈余的隐藏, 此时公司盈余应该会表现的更为持续 因此从盈余管理角度可以预期当经济周期步入衰退时, 公司具有向下操纵利润的动机 ( 大洗澡 ), 从而提升了公司盈余的持续性, 表现为公司盈余持续性的反周期性 综上所述, 从公司基本面讲, 经济周期步入衰退期时公司盈余持续性将会变得更低, 表现为盈余持续性的顺周期性 ; 从财务报告系统讲, 经济周期步入衰退期时公司管理层可能通过盈余管理向下操纵利润, 从而提升公司盈余持续性, 表现为盈余持续性的逆周期性 虽然两者呈相反作用, 但由于整体盈利环境恶化, 预期通过盈余管理调高盈余持续性的程度不会超过基本面对盈余持续性影响的程度, 因为这种反转性的操纵会引起资本市场的更多观众而易被资本市场发现, 从而可能会受到较为严重的处罚, 因此我们预期整体而言相对繁荣而言, 经济周期的衰退时盈余持

6 基于经济周期的公司盈余持续性研究 来自于中国上市公司的经验证据 143 续性更低, 即表现为顺周期性 此外, 根据 Sloan(1996) 的研究发现, 由于应计更易被管理层操纵, 应计盈余比现金盈余具有更低的持续性 (Sloan, 1996), 因此从财务报告系统看, 由于盈余管理可能存在的顺周期性操纵, 应计盈余的顺周期可操作性更强, 从而表现为其相对于现金盈余, 应计盈余相对经济周期应表现为更不敏感 根据以上分析, 提出本文的第一个假设 H1: H1a: 在其它条件相同的情况下, 相对于经济周期的繁荣阶段, 经济周期衰退会导致向下进行盈余操纵 H1b: 在其它条件相同的情况下, 相对于向上的盈余操纵, 公司当期进行向下盈余操纵其盈余持续性更高 H1c: 在其它条件相同的情况下, 相对于经济周期的繁荣阶段, 经济周期的衰退会降低盈余持续性, 且相对应计盈余, 现金盈余部分受经济周期影响更敏感 ( 二 ) 四大审计 经济周期与公司盈余持续性 DeAngelo(1981) 认为, 由于国际大会计事务所具有较大的规模及实力优势, 对任一特定客户的依赖性较小, 具有较好的声誉, 且为维护该声誉更有动机与能力来保证审计质量, 从而能够保证其审计对象拥有更高的会计信息质量 Becker et al. (1998) Francis et al.(1999) 及 Reynolds and Francis(2000) 的研究发现在美国国际 四大 审计的公司的可操控性应计较之由非 四大 审计的公司要小 漆江娜等 (2004) 发现经 四大 审计的公司每单位资产操控性应计利润略低于本土事务所审计的公司 蔡春等发现 (2005) 非前十大 会计师事务所审计的公司的可操纵应计利润显著高于 前十大 会计师事务所审计的公司的可操纵应计利润 张奇峰 (2005) 认为国际四大事务所审计的公司盈利更具可信性, 并且王艳艳与陈汉文 (2006) 在中国也发现四大确实提供了更高的审计质量 因此从审计质量角度讲, 四大审计的公司盈余特别是应计盈余更不易被管理层操纵, 因此其盈余持续性受经济周期影响将会更敏感 因此本文提出第二个假设 : H2: 相对非四大审计的公司, 四大审计的公司盈余持续性受经济周期影响更敏感 ( 三 ) 股权集中度 经济周期与公司盈余持续性股权集中度作为股权结构的一个指标, 可以作为公司治理效率的度量工具 具体而言, 当股权集中度较低时, 股权结构较为分散, 不仅可以避免股权高度集中下大股东一言堂行为, 还可避免个别大股东与经理层之间合谋的行为, 因而在股东之间可以形成一种有效的制衡机制 La Porta et al.(1999) 认为各国信息披露水平的差异主要可以由该国的股权结构来解释, 而股权集中度又是最为重要的方面 La Porta et al.(1999) 及 Shleifer and Vishny(1986) 均认为股权集中度的降低会减少

7 144 李青原王红建容欣 大股东与管理层合谋的可能性, 限制大股东及管理层的机会主义, 从而提高公司质量效率与会计信息披露质量 ( 王斌与梁欣欣,2008; 高强与伍利娜,2008) 因此当股权集中度较低时, 公司盈余特别是应计盈余受其大股东及管理层操纵可能性更小, 从而表现为公司盈余持续性受经济周期的影响更敏感, 反之亦成立 因此本文提出第三个假设 : H3: 相对于股权集中度较高时, 股权集中度越低, 公司盈余持续性受经济周期的影响越敏感 三 研究设计 ( 一 ) 模型设定 1 盈余持续性测度方法关于盈余持续性的测度方法, 借鉴 Sloan(1996) Brow and Han(2000) Tomy (2012) 的研究方法, 并结合面板数据特征, 使用当期盈余对滞后一期的回归系数测度盈余持续性, 具体为 : EARN i, t * EARNi, t 1 i. t 其中 EARN 为总盈余, 为当期盈余对其滞后一期盈余的反应系数, 即盈余持续性指标, 该值越大, 盈余持续性越高 2 研究模型与变量设计本文根据盈余持续性理论, 借鉴 Tomy(2012) 的研究模型, 为检验研究假设 H1a 与 H1b, 分别提出以下研究模型 : ABSDA i, t / RM _ PROXY * CYCLE 0 1 t * CONTROL i i, t i, t (1) RNOA i,t β 4 0 β *EM β *TACC 1 t 1 *TACC i,t 1 i,t 1 β *CFO 2 β *EM 5 i,t 1 t 1 β *EM INDUSTRY YEAR QUARTER ξ 3 *CFO i,t 1 i,t t 1 (2) RNOA i, t * TACC i, t 1 * CYCLE * TACC * CFO i, t 1 i, t 1 * CYCLE INDUSTRY YEAR QUARTER 2 5 * CYCLE t 3 * CFO i, t i, t 1 t (3)

8 基于经济周期的公司盈余持续性研究 来自于中国上市公司的经验证据 145 其中式 (1) 为研究假设 H1a 的回归方程, 即经济周期衰退与公司盈余管理回归方程, 其中应计盈余管理 (ABSDA i,t ) 为修正 Jones 模型估计的操纵性盈余并取绝对值, 真实盈余管理则借鉴了 Roychowdhry(2006) 模型及刘启亮等 (2011) 办法估算, 而控制变量则根据已有文献, 控制了主要包括公司偿债能力 (LEV) 公司规模 (SIZE) 盈利能力(ROA) 市场价值( 托宾 Q) 及公司聘请外部审计师的水平 (BIG4) 等变量, 其变量定义详见表 1 式 (2) 为研究假设 H1b 的回归方程, 即盈余管理对盈余持续性的回归方程, 其中 EM t-1 为 t-1 期公司盈余管理哑变量, 其定义为操作性盈余小于 0 时为 1, 反之则为 0, 其被解释变量经营资产净利润率 (RNOA), 即用年末营业利润 (PROFIT) 除以年初经营性净资产 (NOA), 经营性净资产 (NOA) 为经营性资产 (OA) 与经营性负债 (OL) 之差,OA 等于当期经营性资产 (COA) 和非当期经营性资产 (NCOA) 的总和,OL 则等于当期经营性负债 (COL) 和非当期经营性负债 (NCOL) 的总和, 即 NOA 为扣除货币资金 短期投资 一年内到期的长期投资和长期投资合计后的资产总计, 与扣除短期借款 一年内到期的长期负债 长期借款和应付债券后的负债合计, 两者的差额 本文使用 Richardson et al.(2005) 研究, 采用资产负债表数据计量应计盈余, 即采用经营性净资产 (NOA) 来计量应计盈余 (TACC), 即 TACC = (NOA t NOA t-1 ) / NOA t-1, 现金盈余则等于总盈余 RNOA 与应计盈余 (TACC) 之差来表示 式子 (3) 为经济周期对公司盈余持续性的回归方程 经济周期代理变量 (CYCLE) 则根据我国宏观经济同比增长率, 以 9.8% 为标准, 小于 9.8% 则表示宏观经济处于衰退期, 取值为 1, 否则为 0 之所以以 9.8% 为标准, 是因为自 1978 年改革开放至 2008 年三十间我国宏观经济平均增长率为 9.8%, 这在一定程度表明我国宏观经济增长的基本潜力为 9.8%, 即小于 9.8% 表示我国宏观经济进入衰退, 其基本增长潜力没有得到应有的体现, 否则为宏观经济的繁荣期 具体变量定义见表 1 ( 二 ) 数据来源根据 CSMAR 数据库的标识, 为了控制新会计准则的使用带来的系统性影响, 我们选取 2007 至 2011 年的季度数据为样本, 同时为减少季度数据存在的季度效应, 参考 Hao et al.(2011) 及靳庆鲁等 (2012) 的研究设计, 我们将非时点的季度数据 ( 如营业利润属于非时点指标, 经营性净资产则为时点数据 ) 年度化, 即将本季度数值加上前 3 个季度的数值, 组成新的季度财务数据, 相应的 GDP 增长率为截至本季度末的 GDP 增长率, 即为同比增长率 因此数据的起点应为 2007 年第 4 季度, 同时由于解释变量需要滞后一期, 致使被解释变量只能从 2008 年第 1 季度开始, 所以本文使用的数据实际时间跨度为 2008 年第 1 季度至 2011 年第 4 季度 本文样本期间之所以选择从 2007 年开始是由于我国 2007 年 1 月 1 日开始正式启用新的会计准则, 这种会计准则的变化可能对盈余持续性带来系统性的影响 ; 而选择季度数据是为了增大样本容量, 并充分利用经济周期的变化信息, 从而提高经验研究结果的可靠性 此外,2008 年开始爆发的金融危机, 对我国而言是一种外生的冲击,

9 146 李青原王红建容欣 使我们的研究样本具有 自然实验 的属性, 因此选择本样本一定程度上可以克服研究宏观经济与微观企业行为难以克服的内生性问题 表 1 变量定义 变量 涵义 定义 ABSDA 应计盈余管理 使用修正 Jones 模型估计操作性应计盈余以及正负, 并取绝对值 RM_PROXY 真实盈余管理 使用 Roychowdhry(2006) 模型进行估算 EM 盈余管理 根据修正 Jones 模型估计的操作性应计盈余, 小于 0 取 1, 反之则取 0 NOA 经营性净资产 扣除货币资金 短期投资 一年内到期的长期投资和长期投资合计后的资产总计, 与扣除短期借款 一年内到期的长期负债 长期借款和应付债券后的负债合计, 两者的差额 RNOA 总盈余 营业利润除以期初经营性净资产 TACC 应计盈余 ( 期末经营性净资产减期初经营性净资产 )/ 期初经营性净资产 CFO 现金盈余 现金盈余为总盈余与应计盈余之差 CYCLE 经济周期 根据季度 GDP 增长率定义, 其小于 9.8%, 取 1, 表示经济衰退期, 否则取 0, 表示经济繁荣期 LEV 偿债能力 负债 / 总资产 SIZE 公司规模 当期总资产取自然对数 ROA 资产报酬率 当期净利润与总资产之比 TQ 托宾 Q Tobin Q =( 每股价格 流通股份 + 每股股价 非流通股份 + 负债账面价值 )/ 总资产 BIG4 四大审计 公司为四大审计, 定义 1, 否则为 0 INDUSTRY 行业 根据证监会行业分类标准, 其中制造业分类到二级, 除了金融行业共 22 个行业, 因此我们定义了 21 个行业哑变量以控制行业效应 YEAR 年度 样本年度为 2008 至 2011 共 4 年, 因此我们定义了 3 个年度哑变量, 以控制年度效应 QUARTER 季度 4 个季度我们定义了 3 个季度哑变量, 以控制季度效应 本文所有数据均来源于 CSMAR 数据库及国家统计局发布的数据 同时, 我们剔除了数据不全 金融类以及经营性净资产小于 0 的公司样本, 最终选择了 24,778 家公司季度数据作为研究样本 为消除异常值的影响, 对除了经济周期代理变量等

10 基于经济周期的公司盈余持续性研究 来自于中国上市公司的经验证据 147 其它哑变量外的所有连续变量进行上下 1% 的 Winsorize 处理 表 2 提供了研究样本 的行业分布, 可观察到样本一共有 21 个行业, 且样本主要集中于石油化工 金属 与非金属 机械设备仪表以及房地产等经济周期较明显的行业, 比重超过 40%, 其 经营状况更易受宏观经济周期影响, 从而增进了我们研究的可靠性 表 2 样本的行业分布 行业 公司数 百分比 行业 公司数 百分比 农林牧渔业 其他制造业 采掘业 电煤水业 1, 食品饮料业 1, 建筑业 纺织服装业 交通运输业 1, 木材家具业 信息技术业 1, 造纸印刷业 批发零售业 1, 石油化工业 2, 房地产业 1, 电子业 1, 社会服务业 金属非金属业 2, 传播文化业 机械设备业 3, 综合类 生物医药业 1, 合计 24, 四 实证研究 ( 一 ) 描述性统计表 3 为研究样本观测值的描述性统计 从经营性净资产利润率 (RNOA t ) 看, 其均值 (0.098) 略大于中位数 (0.072), 且其滞后一期 (RNOA t-1 ) 呈相似分布, 说明样本公司中的经营性净资产利润率整体呈右偏, 且其最小值 (-0.924) 均为负值, 四分位数均为正, 表明样本公司中有一小部分企业处于亏损状态 从应计盈余滞后期 (TACC t-1 ) 看, 其最小值 (-0.701) 为负, 均值 (0.047) 大于中位数 (0.028), 表明应计盈余总体水平略呈右偏 从现金盈余 (CFO t-1 ) 看, 其最小值为 (-1.565), 小于应计盈余最小值 (-0.701) 表明现金流盈余比应计盈余亏损额度更大, 从其均值 (0.052) 与中位数 (0.042) 看, 两者偏差较小, 整体呈正态分布 从经济周期代理哑变量 (CYCLE) 看, 其均值为 0.586, 略大于 50%, 表明经济周期哑变量虽然以 9.8% 为标准, 其结果与中位数分类基本一致, 即经济衰退样本与经济繁荣的样本数大体相当, 这在一定程度上也符合了外生金融危机冲击致使更多的样本处于衰退期间 从操纵性盈余 (ABSDA) 的分布看, 其均值为 0.070, 其最大值达到 0.094, 表明我国上市公司存在较大的盈余管理行为, 真实盈余管理 (RM_PROXY) 均值与中位数大致相当, 呈现正态分布 从盈余管理哑变量 (EM) 的分布看, 其均值为

11 148 李青原王红建容欣 0.419, 表明样本中进行负向操纵的样本略小于正向操纵的样本 表 4 则为变量的相关系数表, 从相关系数表看, 总盈余 应计盈余与现金盈余 的滞后一期与当期总盈余均呈现显著正相关关系, 而 CYCLE 与总盈余相关系数显 著为负, 表明经济周期进入衰退阶段会降低公司总盈余, 与图 1 显示的结论一致 此外, 表 4 各变量之间的两两相关系数除总盈余与其滞后项外均小于 0.7, 说明变 量之间不存在严重的多重共线性问题, 从而保证了回归结果的可靠性 表 3 描述性统计 样本数 均值 标准误 25% 中位数 75% RNOA t 24, RNOA t-1 24, TACC t-1 24, CFO t-1 24, CYCLE t 24, ABSDA t 25, RM_PROXY EM t-1 22, 表 4 各主要变量的相关系数表 RNOA t RNOA t-1 TACC t-1 CFO t-1 CYCLE t RNOA t RNOA t *** TACC t *** 0.295*** CFO t *** 0.567*** *** CYCLE t ** 注 : 表中数据为变量间的相关系数 ;*** ** * 分别表示在 1% 5% 10% 统计意义上显著 ( 二 ) 实证分析表 5 为研究假设 H1a 的回归结果, 其中因变量为应计盈余的正与负操纵绝对值时使用断尾回归模型 (Truncated Regression) 从其回归结果看, 总应计盈余管理中经济周期代理变量的系数为 (T 值为 0.41), 为正不显著, 对于正向操纵时其系数为 (T 值为 -2.70), 显著为负, 而对于负向操纵时其系数为 (T 值为 3.21), 显著为正, 从真实盈余管理看, 经济周期衰退的系数为 , 显著为负, 该结果支持了与研究假设 H1a, 表明相对于经济周期的繁荣阶段, 经济周期的衰退, 致使公司具有很强的负向操纵动机, 即进行大洗澡以隐藏利润

12 基于经济周期的公司盈余持续性研究 来自于中国上市公司的经验证据 149 表 5 研究假设 H1a 的回归结果总应计盈余管理 正向操纵 负向操纵 真实盈余管理 ( DA ) ( DA ) ( DA ) (1) (2) (3) (4) 常数项 *** *** *** (9.08) (6.37) (7.61) (0.14) CYCLE t ** *** *** (0.41) (-1.96) (3.21) (-3.58) LEV t *** *** *** 0.131*** (10.76) (4.06) (12.05) (11.17) SIZE t *** *** *** (-7.25) (-4.30) (-6.94) (0.08) ROA t * *** *** *** (2.11) (10.34) (-7.39) (-10.29) TQ t *** * ** *** (4.23) (2.46) (2.27) (-6.61) BIG4 t ** * *** (-0.22) (-3.17) (1.79) (-2.81) 行业 Yes Yes Yes Yes 年度 Yes Yes Yes Yes 季度 Yes Yes Yes Yes N F 值 /wald chi *** *** *** *** R-squared 注 : 表中数据为各自变量的回归系数, 括号内的数值为 T 值 ( 其中断尾回归为 Z 值 ), 并经公司 时间两个维度的 cluster 修正 ( 其中断尾回归为公司维度 cluster 修正 );*** ** * 分别表示在 1% 5% 10% 统计意义上显著 表 6 为研究假设 H1b 的回归结果 从其第 1 列看盈余管理滞后与盈余滞后的交乘项 (EM t-1 *RNOA t-1 ) 系数为 0.088(T 值为 3.14), 显著为正, 第 2 列中盈余管理滞后与应计盈余及现金盈余的交乘项系数分别为 0.033(T 值为 3.01) 0.031(T 值为 4.01), 均显著为正, 这与研究假设 H1b 基本一致, 即当期向下进行盈余管理会提高当期盈余的持续性 根据以上两结果可以得出, 从盈余管理角度, 经济周期的衰退公司具有向下操纵利润 ( 即大洗澡 ) 的动机, 从而提升了公司盈余的持续性 表 7 为研究假设 H1c 的回归结果, 其中第 1 列中总盈余滞后项 (RNOA t-1 ) 系数为 0.717(T 值为 25.67), 显著为正, 与研究假设 H1c 相一致, 表明从平均而言, 上期总盈余对本期总盈余的解释力约为 71.7% 表 7 的第 2 3 列则为将总盈余滞后

13 150 李青原王红建容欣 项分解为应计盈余滞后项及现金盈余滞后项两部分进行回归, 从第 2 列结果发现应计盈余滞后 (TACC t-1) 与现金盈余滞后项 (CFO t-1 ) 系数分别为 0.626(T 值为 17.99) 与 0.663(T 值为 22.95), 均显著为正, 前者小于后者, 且表 5 的第 3 列中应计盈余滞后项 (TACC t-1 ) 系数为 (T 值为 -6.17), 显著为负, 以上结果表明应计盈余的持续性要低于现金盈余持续性, 其结果与 Sloan(1996) 林翔与陈汉文(2005) 及彭韶兵等 (2008) 的结果是相一致的 表 6 研究假设 H1b 的回归结果 (1) (2) 常数项 ** *** (2.55) (8.61) RNOA t *** (28.34) TACC t *** (12.84) *** CFO t-1 EM t-1 EM t-1 *RNOA t-1 EM t-1 *TACC t-1 EM t-1 *CFO t-1 (19.70) * (-1.78) (-1.51) ** (3.14) *** (3.01) *** (4.01) 行业 Yes Yes 年度 Yes Yes 季度 Yes Yes N 22,468 22,468 F 值 R-squared 注 : 表中数据为各自变量的回归系数, 括号内的数值为 T 值 ( 其中断尾回归为 Z 值 ), 并经公司 时间两个维度的 cluster 修正 ( 其中断尾回归为公司维度 cluster 修正 );*** ** * 分别表示在 1% 5% 10% 统计意义上显著 表 7 的第 4 5 列则为研究假设 H1 的回归结果, 即经济周期对公司盈余持续性的影响, 其中第 4 列为经济周期与总盈余滞后项 (CYCLE*RNOA t-1 ) 的交乘项回归系

14 基于经济周期的公司盈余持续性研究 来自于中国上市公司的经验证据 151 数为 (T 值为 -1.72), 显著为负, 与研究假设 1 一致, 表明相对经济处于繁荣阶段, 在保持其它条件相同的情况下经济衰退会显著降低公司的盈余持续性 表的第 5 列中经济周期与应计盈余滞后项 (CYCLE*TACC t-1 ) 及现金盈余滞后项 (CYCLE*TACC t-1 ) 的交乘项回归系数分别为 (T 值为 -1.16), 不显著, (T 值为 -2.26), 显著为负, 表明现金部分受经济周期影响更敏感, 与理论预期一致, 表明由于应计盈余相对现金盈余更易操纵, 从而受经济周期影响更不敏感 此外, 经济周期 (CYCLE) 单项回归系数均显著为负, 表明经济周期衰退会降低公司总盈余能力, 从而降低公司盈余持续性, 与图 2 一致 表 7 研究假设 H1c 的回归结果 (1) (2) (3) (4) (5) 常数项 * * 0.057** (1.37) (1.81) (1.45) (1.77) (2.06) RNOA t *** 0.744*** 0.758*** (25.67) (25.46) (23.12) TACC t *** *** 0.670*** (17.99) (-6.17) (11.72) CFO t-1 CYCLE t CYCLE t *RNOA t-1 CYCLE t *TACC t-1 CYCLE t *CFO t *** 0.726*** (22.95) (17.77) * ** (-1.95) (-2.01) * (-1.72) (-1.16) ** (-2.26) 行业 Yes Yes Yes Yes Yes 年度 Yes Yes Yes Yes Yes 季度 Yes Yes Yes Yes Yes N 24,778 24,778 24,778 24,778 24,778 F 值 *** *** *** *** *** R-squared 注 : 表中数据为各自变量的回归系数, 括号内的数值为 T 值 ( 其中断尾回归为 Z 值 ), 并经公司 时间两个维度的 cluster 修正 ( 其中断尾回归为公司维度 cluster 修正 );*** ** * 分别表示在 1% 5% 10% 统计意义上显著

15 152 李青原王红建容欣 表 8 则为研究假设 H2 与 H3 的回归结果, 其中列 (1) 至 (4) 为研究假设 H2 的回归结果, 即按是否为四大审计的样本分组及其差异性检验结果, 列 (5) 至 (8) 为按股权集中度的高低进行分组及其差异性检验结果 具体来看 : 表 8 的列 (1) 为四大审计样本经济周期对总盈余的持续性影响, 经济周期与总盈余滞后项 (CYCLE*RNOA t-1 ) 的交乘项回归系数为 (T 值为 -2.84), 显著为负, 表 8 的列 (2) 为非四大审计样本经济周期对总盈余的持续性影响, 经济周期与总盈余滞后项 (CYCLE*RNOA t-1 ) 交乘项的回归系数为 (T 值为 -1.55), 为负且达到边际显著, 其后一列则为前两组样本的差异性检验, 经济周期与总盈余滞后项 (CYCLE*RNOA t-1 ) 的交乘项回归系数差异性检验的 T 值为 -1.97, 显著为负, 与研究假设 H2 一致 以上结果表明相对非四大审计的公司, 四大审计的公司由于其更不易被管理层进行盈余操纵, 因此其盈余持续性受宏观经济周期的影响更敏感 表 8 的列 (3) 至 (4) 则为将总盈余分解为总应计盈余与现金盈余, 然后按是否为四大审计进行分组回归, 其后一列则为两组的系数差异性检验 其中四大与非四大样本中经济周期与应计盈余滞后项 (CYCLE*TACC t-1 ) 的交乘项回归系数分别为 (T 值为 -0.83) 与 (T 值为 -1.12), 均为负但不显著, 差异性检验 T 值为 -1.81, 显著为负, 表明从应计盈余看, 两组样本受经济周期影响均有限, 但是相对于非四大审计公司, 受四大审计的公司盈余持续性对经济周期影响更敏感 四大与非四大样本中经济周期与现金流盈余滞后项 (CYCLE*CFO t-1 ) 交乘项的回归系数分别为 (T 值为 -1.88) 与 (T 值为 2.04), 均显著为负, 其差异性检验 T 值为 -5.21, 显著为负, 表明从现金盈余看无论是四大审计还是非四大审计, 经济周期对其持续性均有显著影响, 且相对于非四大审计, 受四大审计的公司盈余持续性对经济周期更敏感 此外, 从经济周期与应计盈余及与现金盈余交乘项系数的差异看, 无论四大审计样本还是非四大审计样本, 现金盈余受经济周期影响均更敏感, 这主要由于应计盈余比现金盈余更易被管理层操纵, 从而致使应计盈余受经济周期影响更不敏感, 从而间接地表明了盈余管理影响经济周期影对盈余持续性的作用 表 8 的列 (5) 至 (8) 为研究假设 H3 的检验结果, 即按股权集中度高低程度分成两组进行检验 其中列 (5) 至 (6) 为按总盈余进行持续性回归及其两组差异性检验结果, 从回归结果看, 当股权集中度较低时, 经济周期与总盈余滞后项 (CYCLE*RNOA t-1 ) 的交乘项回归系数为 (T 值为 1.65), 显著为负, 而当股权集中度较高时其系数为 (T 值为 -1.41), 为负不显著, 其系数差异为 (T 值为 -2.61), 显著为负, 表明股权集中度较低时公司盈余受管理层操纵难度较大, 因此其盈余持续性更易受到经济周期的影响 表 8 的列 (7) 至 (8) 则进一步将总盈余分解为应计盈余与现金盈余两部分按股权集中度相对高低分成两组进行回归 当股权集中度较低时, 经济周期与应计盈余滞后项 (CYCLE*TACC t-1 ) 的交乘项回归系数为 (T 值为 -2.27), 显著为负, 而当股权集中度较高时其系数为 0.012(T 值为 0.17), 不显著, 差异性检验 T 值为 -7.60, 显著为负, 表明当股

16 基于经济周期的公司盈余持续性研究 来自于中国上市公司的经验证据 153 表 8 研究假设 H2 及 H3 的回归结果 常数项 RNOAt-1 TACCt-1 CFOt-1 CYCLEt CYCLEt*RNOAt-1 CYCLEt*TACCt-1 CYCLEt*CFOt-1 四大非四大 Difference 四大非四大 Difference 股权集中度低股权集中度高 Difference 股权集中度低股权集中度高 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (0.43) 0.896*** (30.39) * (-1.85) ** (-2.84) 0.045* (1.76) 0.748*** (21.28) * (-1.92) (-1.55) 0.097*** (3.02) 0.545*** (4.17) 0.806*** (10.22) (-0.30) * (-1.97) (-0.83) * (-1.88) 0.055** (2.05) 0.674*** (11.81) 0.718*** (16.76) ** (-2.13) (-1.12) ** (-2.04) 0.037*** (2.60) 0.761*** (16.07) ** (-1.99) * (-1.65) * (-1.81) *** (-5.21) 0.045*** (2.85) 0.742*** (26.54) ** (-2.11) (-1.41) 0.038*** (2.72) 0.714*** (12.85) 0.732*** (13.79) ** (-2.17) *** (-2.61) ** (-2.27) *** (-2.73) 行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 季度 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 1,501 23,277 1,501 23,277 12,323 12,455 12,323 12,455 F 值 *** *** 66.20*** *** 90.22*** *** 96.19*** *** R-squared *** (3.30) 0.613*** (9.72) 0.708*** (20.56) ** (-2.44) (0.17) (-1.10) 注 : 表中数据为各自变量的回归系数, 括号内的数值为 T 值, 并经公司时间两个维度的 cluster 修正 ;*** ** * 分别表示在 1% 5% 10% 统计意义上显著 Difference *** (-7.60) *** (-7.24)

17 154 李青原王红建容欣 权集中度较低时应计盈余持续性更易受到经济周期的影响 从现金盈余看, 当股权集中度较低时经济周期与现金盈余滞后项 (CYCLE*CFO t-1 ) 交乘项的回归系数为 (T 值为 -2.73), 显著为负, 而当股权集中度较高时其系数则为 (T 值为 -1.10), 不显著, 其差异性检验 T 值为 -7.24, 显著为负, 表明当股权集中度较低时现金盈余持续性也更易受到经济周期的影响 从经济周期与应计盈余及与现金盈余交乘项系数的差异看, 无论股权集中度低的样本还是股权集中度高的样本, 其现金盈余受经济周期影响均更敏感, 再一次表明应计盈余比现金盈余更易被管理层操纵, 从而致使应计盈余受经济周期影响更不敏感, 以上结果也再次表明盈余管理是影响经济周期对盈余持续作用的关键机制之一 此外, 表 8 中的分组检验中经济周期代理变量 (CYCLE) 系数不显著外, 其它变量均显著为负, 表明衰退经济周期降低了公司的总盈余能力 ( 三 ) 进一步检验分析 Basu(1997) 认为, 正的盈余变化持续性比负的盈余变化更强, 因此, 平均 的持续性在很大程度上可能忽视了横截面差异对盈余与应计持续性的影响 同时孔庆辉 (2010) 认为, 周期性行业与非周期性行业受宏观经济波动影响存在差异 因此, 我们将样本分别划分为盈余为正与为负 强周期与弱周期进行对研究假设 H1 进行重新检验, 同时分别使用盈利为正与负的样本以及强周期与弱周期的行业样本对 H2 与 H3 进行检验 其中关于经济周期强弱的划分借鉴孔庆辉 (2010) 将上市公司样本划分强周期与弱周期行业两组, 其中弱周期行业包括农业 食品饮料 医药生物制品和传播文化产业及综合性等行业, 其余为强周期行业, 受宏观经济波动影响更敏感 回归结果分别见表 9 表 10 表 11 表 12 及表 13, 其中表 9 为研究假设 H1 按盈利正负及行业周期性强弱进行分组回归的结果, 表 10 与表 11 分别为盈利为正与负的样本研究假设 H2 及 H3 的回归研究, 表 12 与表 13 则为强周期与弱周期行业样本研究假设 H2 及 H3 的回归研究 表 9 的列 (1) 至 (2) 为总盈余滞后回归结果, 盈利为正时经济周期与总盈余滞后项 (CYCLE*RNOA t-1 ) 的交乘项的回归系数为 (T 值为 -2.39), 显著为负, 盈利为负时其系数为 (T 值为 ), 不显著, 差异性检验 T 值为 -3.13, 显著为负, 表明相对盈利为正情况下, 当公司盈利为负的公司盈余持续性受经济周期影响更敏感 表 9 的列 (3) 至 (4) 将盈余进一步分解为应计盈余与现金盈余发现, 对于应计盈余, 经济周期与其滞后项 (CYCLE*TACC t-1 ) 交乘项的回归系数分别为 (T 值为 -1.27), 为负不显著,-0.144(T 值为 -1.46), 为负但不显著, 两者差异性检验 T 值为 2.61, 显著为正, 表明从应计盈余看盈利为负受经济周期影响更敏感, 这可能与盈利为负的公司其应计盈余可操作性的余地较小有关 对于现金盈余, 经济周期与其滞后项 (CYCLE*CFO t-1 ) 交乘项系数分别为 0.126(T 值为 -2.32), 显著为负,-0.099(T 值为 -2.01), 显著为负, 两者差异性检验 T 值为 -1.72, 显著为负, 表明从现金盈余看盈利为正情况下其受经济周期影响更敏感, 这可能与盈利为负的公司其本身创造现金的能力不足有关

18 基于经济周期的公司盈余持续性研究 来自于中国上市公司的经验证据 155 表 9 研究假设 H1 按盈利正负及行业周期强弱分组回归的比较结果 盈利为正盈利为负 Difference 盈利为正盈利为负 Difference 强周期行业弱周期行业 Difference 强周期行业弱周期行业 Difference (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) 常数项 RNOA t-1 TACC t-1 CFO t-1 CYCLEt CYCLEt*RNOAt-1 CYCLEt*TACCt-1 CYCLEt*CFOt *** (3.37) 0.667*** (22.27) (-0.69) ** (-2.39) (-0.85) 0.700*** (13.75) (-1.09) (-0.36) 0.074*** (3.44) 0.551*** (11.67) 0.678*** (15.02) (-0.63) *** (-3.13) (-1.27) ** (-2.32) *** (-1.59) 0.777*** (16.82) 0.593*** (16.82) ** (-2.34) (-1.46) ** (-2.01) (1.50) 0.741*** (22.79) ** (-2.22) ** (-2.18) 0.072*** (2.61) * (-1.72) 0.026** (2.25) 0.829*** (18.13) (-0.87) (0.61) 0.051* (1.90) 0.663*** (12.63) 0.722*** (19.22) ** (-2.43) *** (-5.38) (-1.41) *** (-3.06) 行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 季度 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 20,105 4,673 24,778 20,105 4,673 24,778 20,591 4,187 24,778 20,591 4,187 24,778 F 值 *** 38.60*** *** *** 47.99*** *** *** *** *** *** 98.50*** R-squared *** (2.81) 0.704*** (7.20) 0.740*** (10.62) (-0.73) (-0.47) (0.74) (-0.54) *** (-9.30) 注 : 表中数据为各自变量的回归系数, 括号内的数值为 T 值, 并经公司时间两个维度的 cluster 修正 ;*** ** * 分别表示在 1% 5% 10% 统计意义上显著

19 156 李青原王红建容欣 表 9 的列 (5) 至 (8) 为按周期性强弱分组进行回归, 从列 (5) 至 (6) 看, 强周期行业样本中经济周期与总盈余滞后项 (CYCLE*RNOA t-1 ) 的交乘项的回归系数为 (T 值为 -2.18), 显著为负, 弱周期行业样本中经济周期与总盈余滞后项 (CYCLE*RNOA t-1 ) 的交乘项的回归系数则为 0.030(T 值为 0.61), 不显著, 差异性检验 T 值为 -5.38, 显著为负, 表明相对弱周期行业, 强周期行业公司盈余持续性受经济周期敏感性更强 表 9 的列 (7) 至 (8) 则将盈余分解为应计盈余与现金盈余进行回归, 发现强周期行业与弱周期行业中经济周期与应计盈余滞后项 (CYCLE*TACC t-1 ) 交乘项的回归系数分别为 (T 值为 -1.41) 与 (T 值为 -0.47), 均不显著, 差异性检验 T 值为 -0.54, 为负不显著, 表明无论强周期行业还是弱周期行业, 应计盈余管理层可以通过盈余操纵减轻其所受经济周期的影响, 从而致使强周期性行业的应计盈余可能受经济周期作用有限 ; 强周期行业与弱周期行业中经济周期与现金盈余滞后项 (CYCLE*CFO t-1 ) 交乘项的回归系数分别为 (T 值为 -3.06), 显著为负,0.054(T 值为 0.74), 差异性检验 T 值为 -9.30, 显著为负, 表明强周期行业中现金盈余持续性受经济周期更敏感, 而对于弱周期行业中现金盈余持续性则几乎不受经济周期影响 表 10 为盈利为正时按是否四大审计以及按股权结果高低分组进行回归的结果 从表 10 的列 (1) 至 (2) 看, 经济周期与总盈余滞后项 (CYCLE*RNOA t-1 ) 的交乘项的回归系数分别为 (T 值为 -2.80),-0.084(T 值为 -2.09),-0.075(T 值为 -2.05), 均显著为负, 表明即使盈利为正的样本, 四大审计的样本公司盈余持续性受经济周期影响更敏感 表 10 的列 (3) 至 (4) 则为进一步将盈余分解为应计盈余与现金盈余进行回归, 四大与非四大样本中经济周期与应计盈余滞后项 (CYCLE*TACC t-1 ) 交乘项的回归系数差异检验 T 值为 -2.62, 显著为负, 表明四大审计的样本公司其应计盈余持续性受经济周期影响更敏感 ; 四大与非四大样本中经济周期与现金盈余滞后项 (CYCLE*CFO t-1 ) 交乘项的回归系数差异检验为 (T 值为 -5.76), 显著为负, 同样表明四大审计的样本公司其现金盈余持续性受经济周期更敏感 同时从四大与非四大审计样本中发现经济周期与应计盈余滞后项 (CYCLE*TACC t-1 ) 交乘项的回归系数分别为 (T 值为 -1.01),-0.058(T 值为 -1.09), 均不显著, 而经济周期与现金盈余滞后项 (CYCLE*TACC t-1 ) 交乘项的回归系数分别为 (T 值为 -1.97),-0.108(T 值为 -1.93), 均显著为负, 表明盈利为正的样本中, 现金盈余持续性比应计盈余持续性对经济周期影响更敏感 表 10 的列 (5) 至 (8) 则为盈利为正的样本中按股权集中度高低分组回归 从列 (5) 至 (6) 看, 股权集中度较低时经济周期与总盈余滞后项 (CYCLE*RNOA t-1 ) 的交乘项的回归系数为 (T 值为 -1.65), 显著为负, 其股权集中度较高时期其交乘项系数为 (T 值为 -1.76), 显著为负, 差异性检验 T 值为 -1.59, 边际显著为负, 表明股权集中度越低其盈余持续性受经济周期影响更敏感 从列 (7) 至 (8) 看, 股权集中度低时经济周期与应计盈余滞后项 (CYCLE*TACC t-1 ) 交乘项的回归系数为 (T 值为 -3.02), 显著为负, 股权集中度较高时其系数为

20 基于经济周期的公司盈余持续性研究 来自于中国上市公司的经验证据 157 表 10 盈利为正的样本研究假设 H2 及 H3 的结果 常数项 RNOA t-1 TACC t-1 CFO t-1 CYCLEt CYCLEt*RNOAt-1 CYCLEt*TACCt-1 CYCLEt*CFOt-1 四大 非四大 Difference 四大 非四大 Difference (1) (2) (3) (4) (0.35) 0.872*** (26.60) (-0.74) *** (-2.80) 0.054*** (5.81) 0.645*** (19.47) (-0.72) ** (-2.09) 0.087*** (2.61) 0.509*** (3.90) 0.775*** (9.15) 0.035*** (2.93) ** (-2.05) (-1.01) ** (-1.97) 0.060*** (4.14) 0.548*** (10.85) 0.664*** (13.07) (-0.94) (-1.09) * (-1.93) 股权集中度低 0.055*** (4.83) 0.622*** (10.46) (-0.40) * (-1.65) ** (-2.62) *** (-5.76) 股权集中度高 (5) (6) 0.055*** (3.38) 0.693*** (21.81) (-0.71) * (-1.76) Difference (-1.59) 股权集中度低 股权集中度高 (7) (8) 0.052*** (4.23) 0.563*** (13.83) 0.687*** (9.60) (0.14) *** (-3.02) *** (-2.71) 行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 季度 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 1,321 18,784 1,321 18,784 9,410 10,695 9,410 10,695 F 值 *** *** 50.25*** *** 82.24*** *** 87.72*** *** R-squared *** (3.79) 0.536*** (9.00) 0.667*** (16.99) * (-1.66) (-0.14) (-1.25) 注 : 表中数据为各自变量的回归系数, 括号内的数值为 T 值, 并经公司时间两个维度的 cluster 修正 ;*** ** * 分别表示在 1% 5% 10% 统计意义上显著 Difference *** (-5.90) *** (-7.43)

21 158 李青原王红建容欣 表 11 盈利为负的样本研究假设 H2 及 H3 的结果 常数项 RNOAt-1 TACCt-1 CFOt-1 CYCLEt CYCLEt*RNOAt-1 CYCLEt*TACCt-1 CYCLEt*CFOt-1 四大 非四大 Difference 四大 非四大 (1) (2) (3) (4) (1.56) *** (10.38) (-1.10) (-0.30) ** (-2.03) *** (13.63) (-1.01) (-0.36) (1.56) 0.989*** (14.00) 0.829*** (9.99) (-1.21) (0.001) (0.82) (-0.48) *** (-2.79) 0.775*** (8.56) 0.591*** (16.71) ** (-2.20) (-1.47) * (-2.03) Difference (1.54) (0.25) 股权集中度低 股权集中度高 (5) (6) ** (-2.10) *** (13.80) ** (-1.98) (-0.81) (-1.39) *** (7.30) (0.54) (0.76) Difference (1.32) 股权集中度低 股权集中度高 (7) (8) *** (-2.65) 0.780*** (7.95) 0.587*** (17.00) ** (-3.21) * (-1.90) ** (-2.87) 行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 季度 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 180 4, ,493 2,913 1,760 2,913 1,760 F 值 25.38*** 37.78*** 26.71*** 47.68*** 26.65*** 44.41*** 32.64*** 36.64*** R-squared *** (-2.58) 0.737*** (7.65) 0.591*** (9.77) (0.47) (0.36) (0.24) 注 : 表中数据为各自变量的回归系数, 括号内的数值为 T 值, 并经公司时间两个维度的 cluster 修正 ;*** ** * 分别表示在 1% 5% 10% 统计意义上显著 Difference ** (2.76) (0.49)

22 基于经济周期的公司盈余持续性研究 来自于中国上市公司的经验证据 159 (T 值为 -0.14), 为负但不显著, 其差异性检验 T 值为 -5.90, 显著为负, 表明股权集中度越低, 其盈余持续性受经济周期影响更敏感 股权集中度较低时经济周期与现金盈余滞后项 (CYCLE*CFO t-1 ) 交乘项的回归系数为 (T 值为 -2.71), 显著为负, 股权较高时期系数为 (T 值为 -1.25), 不显著, 其差异性检验 T 值为 -7.43, 显著为负, 表明盈利为正的样本中, 股权集中度越低现金盈余持续性受经济周期更敏感 可见, 表 10 的回归结果更一步证实了表 7 与表 8 的结论, 从而说明本文的结论更加稳健 表 11 为盈利为负的样本对研究假设 H2 与 H3 的回归结果 从列 (1) 至 (2) 以及列 (3) 至 (4) 看, 无论是总盈余还是应计盈余乃至现金盈余的持续性, 其与经济周期的交乘项无论在四大与非四大审计样本中均未表现出显著的差异 对于股权集中度的回归结果中, 从列 (5) 至 (6) 看, 总盈余与经济周期交乘项在股权集中度低与高中的样本中, 并未出现显著性差异, 从列 (7) 至 (8) 看, 相对于现金盈余, 应计盈余与经济周期交乘项呈现显著性差异, 差异性检验在 10% 以内显著, 表明应计盈余相对现金盈余更易被管理层操纵, 这与 Sloan(1996) 发现的结果比较一致 以上结果除不显著外, 均与盈利为正 ( 即表 10) 的结果基本一致, 但是其结果明显弱于表 10, 表明 Basu(1997) 的对盈利正负公司的盈余持续性差异的判断是正确的 表 12 为按强周期性行业样本中研究假设 H2 与 H3 的回归结果 表 12 的列 (1) 至 (4) 为按是否为四大审计的回归结果 从列 (1) 至 (2) 看, 四大审计样本中经济周期与总盈余滞后项 (CYCLE*RNOA t-1 ) 的交乘项的回归系数为 (T 值为 -3.50), 显著为负, 非四大样本中其系数为 (T 值为 -1.99), 显著为负, 其差异性检验 T 值为 -1.87, 显著为负, 表明相对非四大审计, 四大审计的样本其盈余持续性受经济周期影响更敏感 表 12 的列 (3) 至 (4) 中, 四大审计中经济周期与应计盈余滞后项 (CYCLE*TACC t-1 ) 交乘项的回归系数为 (T 值为 -2.13), 显著为负, 非四大审计样本中其系数为 (T 值为 -1.25), 不显著, 其差异性检验 T 值为 -4.47, 显著为负, 表明相对非四大审计样本, 四大审计其应计盈余持续性受经济周期影响更大 四大审计中经济周期与现金盈余滞后项 (CYCLE*CFO t-1 ) 交乘项的回归系数为 (T 值为 -2.61), 显著为负, 非四大审计中其系数 (T 值为 -2.83), 显著为负, 其差异性检验 T 值为 -6.05, 显著为负, 表明相对非四大审计, 四大审计样本中其现金盈余持续性受经济周期影响更敏感 表 12 的列 (5) 至 (8) 为强周期性行业中按股权集中度高低进行分组回归 从列 (5) 至 (6) 看, 股权集中度较低时经济周期与总盈余滞后项 (CYCLE*RNOA t-1 ) 交乘项的回归系数为 (T 值为 -1.82), 显著为负, 其股权集中度较高时期其交乘项系数为 (T 值为 -2.11), 显著为负, 差异性检验 T 值为 -2.11, 显著为负, 表明强周期性行业中股权集中度越低其盈余持续性受经济周期影响越敏感 从列 (7) 至 (8) 看, 股权集中度低时经济周期与应计盈余滞后项 (CYCLE*TACC t-1 )

23 160 李青原王红建容欣 表 12 强周期性行业样本研究假设 H2 及 H3 的结果 常数项 RNOAt-1 TACCt-1 CFOt-1 CYCLEt CYCLEt*RNOAt-1 CYCLEt*TACCt-1 CYCLEt*CFOt-1 四大 非四大 Difference 四大 非四大 Difference (1) (2) (3) (4) 0.037* (1.87) 0.887*** (29.37) (-1.38) *** (-3.50) (1.52) 0.732*** (20.73) ** (-2.25) ** (-1.99) 0.051** (2.28) 0.634*** (5.34) 0.854*** (11.90) (-0.47) * (-1.87) ** (-2.13) *** (-2.61) 0.052** (2.00) 0.663*** (12.64) 0.714*** (18.36) *** (-2.59) (-1.25) *** (-2.83) 股权集中度低 (0.37) 0.745*** (14.38) ** (-2.03) * (-1.82) ** (-4.47) * (-6.05) 股权集中度高 (5) (6) 0.046** (2.04) 0.725*** (28.07) *** (-2.70) ** (-2.11) Difference ** (-2.11) 股权集中度低 股权集中度高 (7) (8) (0.54) 0.681*** (11.88) 0.712*** (12.60) ** (-2.46) * (-1.85) *** (-2.68) 0.055** (2.31) 0.633*** (12.55) 0.725*** (27.09) *** (-3.20) (-0.44) ** (-2.49) 行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 季度 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 1,379 19,212 1,379 19,212 9,979 10,612 9,979 10,612 F 值 *** *** 55.57*** *** 72.23*** *** 81.26*** *** R-squared 注 : 表中数据为各自变量的回归系数, 括号内的数值为 T 值, 并经公司时间两个维度的 cluster 修正 ;*** ** * 分别表示在 1% 5% 10% 统计意义上显著 Difference *** (-4.47) *** (-3.99)

24 基于经济周期的公司盈余持续性研究 来自于中国上市公司的经验证据 161 表 13 弱周期性行业样本研究假设 H2 及 H3 的结果 常数项 RNOAt-1 TACCt-1 CFOt-1 CYCLEt CYCLEt*RNOAt-1 CYCLEt*TACCt-1 CYCLEt*CFOt-1 四大 非四大 Difference 四大 非四大 Difference (1) (2) (3) (4) (1.80) *** (32.79) (-1.60) (-0.80) 0.028** (2.28) *** (16.62) (-0.66) (0.73) (0.43) (1.39) 0.901*** (69.94) (1.40) (1.16) 0.739*** (5.38) ** (-3.03) 0.044*** (2.60) 0.728*** (7.00) 0.737*** (9.24) (-0.94) (-0.74) (0.69) 股权集中度低 0.027** (2.08) *** (14.58) (-1.88) (0.58) 0.836*** (30.16) 0.121** (2.45) 股权集中度高 (5) (6) 0.031*** (2.72) *** (11.97) (0.53) (0.49) Difference (0.001) 股权集中度低 股权集中度高 (7) (8) 行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 季度 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 122 4, ,065 2,344 1,843 2,344 1,843 F 值 *** *** *** 92.19*** *** *** *** 54.74*** R-squared * (1.84) 0.938*** (16.73) 0.845*** (18.38) (-1.80) ** (-3.16) (-1.08) 0.084*** (3.80) 0.538*** (4.19) 0.664*** (7.08) (0.37) (0.79) (1.44) 注 : 表中数据为各自变量的回归系数, 括号内的数值为 T 值, 并经公司时间两个维度的 cluster 修正 ;*** ** * 分别表示在 1% 5% 10% 统计意义上显著 Difference *** (8.14) *** (3.17)

25 162 李青原王红建容欣 交乘项的回归系数为 (T 值为 -1.85), 显著为负, 股权集中度较高时其系数为 (T 值为 -0.44), 为负但不显著, 其差异性检验 T 值为 -4.47, 显著为负, 表明对于强周期性行业中, 股权集中度越低其盈余持续性受经济周期影响越敏感 股权集中度较低时经济周期与现金盈余滞后项 (CYCLE*CFO t-1 ) 交乘项的回归系数为 (T 值为 -2.68), 显著为负, 股权较高时期系数为 (T 值为 -2.49), 显著为负, 其差异性检验 T 值为 -3.99, 显著为负, 表明强周期性行业中, 股权集中度越低现金盈余持续性受经济周期越敏感 可见, 表 12 的回归结果更一步证实了表 7 与表 8 的结论, 从而使其结论更加稳健 表 13 为弱周期性行业样本研究假设 H2 与 H3 的回归结果 对于四大审计与非四大审计样本看, 总盈余及现金盈余与经济周期的交乘项没有显著性差异, 而应计盈余与经济周期交乘项虽然存在显著性差异, 但发现四大审计样本中经济周期的衰退会提高其持续性, 这除了其自身持续性较低外, 可能与样本太小, 估计偏误有关 从股权集中度看, 总盈余与经济周期的交乘项没有显著性差异, 但是应计盈余及现金盈余与经济周期的交乘项系数均存在显著性差异, 且股权集中度越低, 其持续性受经济周期影响更敏感, 该结果与强周期 ( 即表 12) 基本一致 以上结果表明, 弱周期行业样本中除不显著外, 其它结果与强周期样本基本一致, 但其结果明显弱于强周期样本, 表明经济周期波动主要对强周期行业盈余持续性产生影响 ( 四 ) 稳健性测试为了检验结果的稳健性, 我们对上述的结果进行了敏感性测试 具体有 :(1) 基于现金流量表计算应计与现金盈余部分进行重新回归 ;(2) 使用央行公布的银行家信心指数为经济周期的代理变量进行重新回归 ;(3) 考虑四大审计可能存在的自我选择性偏见问题, 按照于李胜等 (2008) 等的研究, 我们选取公司规模 资产负债率 总资产报酬率 当年增发配股与否及是否处于亏损作为 probit 模型的回归变量计算 IMR(inverse mills ratio), 以作为第二阶段回归的控制变量 ;(4) 为了排除公司基本面对四大审计以及股权结构样本的影响 本文借鉴 Swanson et al.(2003) Lev and Thiagarajan(1993) 及 Abarbanell and Bushee(1998) 关于基本面度量的指标, 并结合中国财务报表情况, 选择了存货增长率 应收账款增长率 毛利增长率 销售管理费用增长率 财务杠杆 资本支出增长率等六个指标, 综合反映公司基本面情况, 然后使用主成分分析法构成一个可以综合反映公司基本面变化的指标, 然后使用该综合指标控制公司面临的基本面, 对本文的主回归进行重新回归 上述回归均发现结果没有出现实质性的改变 五 结论 本文利用 2008 年金融危机这一具有 自然实验 性质的事件, 使用 2007 至 2011 年的中国上市非金融类公司的季度数据为样本, 在 Tomy(2012) 分析框架的基础

26 基于经济周期的公司盈余持续性研究 来自于中国上市公司的经验证据 163 上实证考察了经济周期的不同阶段, 我国上市公司盈余持续性的差异 结果发现 : (1) 相对于经济繁荣阶段, 当经济周期进入衰退阶段, 公司盈余持续性会显著降低, 且相对应计盈余, 现金盈余受经济周期影响更敏感 ;(2) 相对于非四大审计的公司, 四大审计的公司盈余持续性受经济周期影响更敏感 ;(3) 相对于股权集中度较高的公司, 集中度越低的公司盈余持续性受经济周期影响越敏感 该结果表明, 经济周期性波动作为宏观经济运行的基本规律, 会通过影响公司基本面与盈余管理行为而对微观企业的盈余持续性产生直接的影响, 且基本面表现顺周期性, 而盈余管理则表现为逆周期性, 因此会计信息质量越高 公司治理越完善, 其盈余持续性受经济周期影响越敏感 本文的主要贡献在于发现了盈余管理在经济周期影响盈余持续性的作用及其方向, 为深刻理解经济周期影响盈余持续性的作用机制提供了证据 该结果将有利于我们深刻理解经济周期影响微观企业行为的具体传导机制, 从而为制定经济周期应对措施提供更加科学的理论依据, 以实现我国宏观经济更加稳定的增长 此外, 本文研究存在一定的缺陷, 具体表现为两方面 :(1) 关于经济周期, 存在多种定义办法, 而本文只选择了二分法, 在一定程度上限制了经济周期变量的丰富性 ;(2) 本文研究宏观经济对微观企业行为的影响, 但由于微观企业行为反过来也会影响宏观经济周期, 且难以找到合适的工具变量, 从而造成了一定的内生性问题 为此, 本文使用外生金融危机, 这在一定程度上减弱了这种内生性可能带来的误差 Open Access. This article is distributed under the terms of the Creative Commons Attribution License which permits any use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original author(s) and the source are credited. 参考文献 蔡春 黄益建 赵莎,2005, 关于审计质量对盈余管理影响的实证研究 来自沪市制造业的经验证据, 审计研究 第 2 期,3-10 高强 伍利娜,2008, 兼任董秘能提高信息披露质量吗? 对拟修订 上市规则 关于董秘任职资格新要求的实证检验, 会计研究 第 1 期,47-54 姜国华 饶品贵,2011, 宏观经济政策与微观企业行为 : 拓宽会计与财务研究新领域, 会计研究 第 3 期,9-18 靳庆鲁 孔祥 侯青川,2012, 货币政策 民营企业投资效率与公司期权价值, 经济研究 第 5 期, 孔庆辉,2010, 宏观经济波动 周期型行业和资本结构选择, 北京理工大学学报 第 6 期,31-35 李远鹏,2009, 经济周期与上市公司经营绩效背离之谜, 经济研究 第 3 期, 林翔 陈汉文,2005, 增长 盈余管理和应计持续性, 中国会计评论 第 3 卷

27 164 李青原王红建容欣 第 1 期, 刘启亮 何威风 罗乐,2011, IFRS 的强制采用 新法律实施与应计及真实盈余管理 中国会计与财务研究 第 13 卷第 1 期, 彭韶兵 黄益建,2007, 会计信息可靠性与盈余持续性 来自沪深股市的经验证据, 中国会计评论 第 2 期, 彭韶兵 黄益建 赵根,2008, 信息可靠性 企业成长性与会计盈余持续性, 会计研究 第 3 期,43-50 漆江娜 陈慧霖 张阳,2004, 事务所规模 品牌 价格与审计质量 国际 四大 中国审计市场收费与质量研究, 审计研究 第 3 期,59-65 王斌 梁欣欣,2008, 公司治理 财务状况与信息披露质量 来自深交所的经验证据, 会计研究 第 2 期,31-39 王艳艳 陈汉文,2006, 审计质量与会计信息透明度 来自中国上市公司的经验数据, 会计研究 第 4 期,11-17 于李胜 王艳艳 陈泽云,2008, 信息中介是否具有经济附加价值? 理论与经验证据, 管理世界 第 7 期, 张奇峰,2005, 政府管制提高了会计事务所声誉了吗? 来自中国证券市场的经验证据, 管理世界 第 12 期,14-23 Abarbanell, J. S. and Bushee, B. J. (1998), Abnormal Returns to a Fundamental Analysis Strategy, The Accounting Review 73 (1): Baber, W. R., Kang, S., and Kumar, K. R. (1998), Accounting Earnings and Executive Compensation: The Role of Earnings Persistence, Journal of Accounting and Economics 25 (2): Ball, R. and Watts, R. (1972), Some Time Series Properties of Accounting Income, Journal of Finance 27 (3): Basu, S. (1997), The conservatism principle and the asymmetric timeliness of earnings, Journal of Accounting and Economics 24 (1): Becker, C. L., Defond, M. L., Jiambalvo, J., and Subramanyam, K. R. (1998), The effect of audit quality on earnings management, Contemporary Accounting Research 15 (1): Brow, L. D. and Han, J. C. Y. (2000), Do stock prices fully reflect the implications of current earnings for future earnings for AR1 firms?, Journal of Accounting Research 38 (1): Cohen, D. and Zarowin, P. (2007), Earnings Management over the Business Cycle, SSRN Working Paper, Stern School of Business of New York University. Collins, D. W., Gong, G., and Hribar, P. (2003), Investor Sophistication and the Mispricing of Accruals, Review of Accounting Studies 8 (2-3): Damodaran, A. (2009), Ups and Downs: Valuing Cyclical and Commodity Companies, Working Paper, available at SSRN: DeAngelo, L. (1981), Auditor Size and Audit Quality, Journal of Accounting and Economics 3 (3): Dechow, P. M., Ge, W., and Schrand, C. (2010), Understanding earnings quality: A

28 基于经济周期的公司盈余持续性研究 来自于中国上市公司的经验证据 165 review of the proxies, their determinants and their consequences, Journal of Accounting and Economics 50 (2-3): Demerjian, P., Lewis, M., Lev, B., and McVay, S. (2013), Managerial Ability and Earnings Quality, Accounting Review 88 (2): Dichev, I. D., Graham, J., and Rajgopal, S. (2012), Earnings Quality: Evidence from the Field, SSRN Working Paper. Francis, J. R., Maydew, E. L., and Sparks, H. C. (1999), The Role of Big 6 Auditors in the Credible Reporting of Accruals, Auditing: A Journal of Practice and Theory 18 (2): Hao, S., Jin, Q., and Zhang, G. (2011), Relative Firm Profitability and Stock Return Sensitivity to Industry-Level News, The Accounting Review 86 (4): Jones, J. (1991), Earnings Management during Import Relief Investigations, Journal of Accounting Research 29 (2): La Porta, R., Lopez De Silanes, F., and Shleifer, A. (1999), Corporate Ownership around the World, Journal of Finance 54 (2): Lev, B. and Thiagarajan, S. R. (1993), Fundamental Information Analysis, Journal of Accounting Research 31 (2): Li, F. (2008), Annual report readability, current earnings, and earnings persistence, Journal of Accounting and Economics 45 (2-3): Nwaeze, E., Yang, S., and Yin, Q. J. (2006), Accounting information and CEO compensation: The role of cash flow from operations in the presence of earnings, Contemporary Accounting Research 23 (1): Reynolds, J. K. and Francis, J. (2000), Do size matter? The influence of large clients on office-level auditor reporting decisions, Journal of Accounting and Economics 30 (3): Richardson, S., Sloan, R., Soliman, M., and Tuna, I. (2005), Accrual Reliability, Earnings Persistence and Stock Prices, Journal of Accounting and Economics 39 (3): Roychowdhury, S. (2006), Earnings Management through Real Activities Manipulation, Journal of Accounting and Economics 42 (3): Shleifer, A. and Vishny, R. W. (1986), Large Shareholders and Corporate Control, Journal of Political Economy 94 (3): Sloan, R. G. (1996), Do stock prices fully reflect information in accruals and cash flows about future earnings?, The Accounting Review 71 (3): Strobl, G. (2013), Earnings Manipulation and the Cost of Capital, Journal of Accounting Research 51 (2): Swanson, E. P., Rees, L., and Juarez-Valdes, L. F. (2003), The Contribution of Fundamental Analysis after a Currency Devaluation, The Accounting Review 78 (3): Tomy, R. E. (2012), Earnings Persistence over the Business Cycle, SSRN Working Paper, Stanford University.

29 DOI /s x 年 12 月第 15 卷第 4 期中国会计与财务研究 C h i n a A c c o u n t i n g a n d F i n a n c e R e v i e w Volume 15, Number 4 December 2013 Firm Earnings Persistence over the Business Cycle: Evidence from Listed Companies in China 1 Qingyuan Li, Hongjian Wang, and Xin Rong 2 Received 4 th of March 2013 Accepted 5 th of July 2013 The Author(s) This article is published with open access by The Hong Kong Polytechnic University Abstract On the basis of the analytical framework of Tomy (2012) and utilising the 2008 financial crisis as a natural experiment, this paper empirically examines the relationship between earnings persistence and the business cycle. First, compared with earnings persistence during expansion periods, earnings persistence significantly declines when the economic climate worsens. Moreover, the cash component of earnings is more sensitive to the business cycle than the accrual component. Second, compared with the earnings persistence of companies audited by non-big-four firms, the earnings persistence of companies audited by the Big Four is more susceptible to the business cycle. Third, compared with the earnings persistence of companies with a highly concentrated shareholding, the earnings persistence of companies with a low degree of ownership concentration is more susceptible to the business cycle. The results demonstrate that economic cyclical fluctuations, as the basic economic operation in the macroeconomy, can exert a direct influence on the earnings persistence of enterprises (micro economy) by 1 2 We are deeply grateful to Dr Nancy Su and two anonymous reviewers and to Prof Xiongyuan Wang from Zhongnan University of Economics and Law for their valuable and constructive suggestions. We acknowledge the financial support received from Key Projects of Philosophy and Social Sciences Research of the Ministry of Education (10JZD0019), the National Natural Science Foundation of China ( ; ), the Program for New Century Excellent Talents in University (NECT ), and the Program for Youth Scholars in Luojia. We are responsible for any mistakes or errors in this article. Qingyuan Li, Professor, Economics and Management School, Wuhan University, qyli@whu.edu.cn; Hongjian Wang (corresponding author), Economics and Management School, Wuhan University, whj.hust@163.com; Xin Rong, Economics and Management School, Wuhan University, @qq.com.

30 Firm Earnings Persistence over the Business Cycle 167 affecting firm fundamentals as well as earnings management. In addition, the effect of firm fundamentals on earnings persistence is pro-cyclical, while the effect of earnings management on earnings persistence is counter-cyclical. Therefore, the higher the quality of accounting information and corporate governance, the more susceptible earnings persistence is to the business cycle. Our study contributes evidence that will help to determine how, and in what direction, earnings management affects earnings persistence over the business cycle and provides empirical evidence to enhance our understanding of the mechanism through which the business cycle can influence earnings persistence. Keywords: Business Cycle, Earnings Persistence, Big Four, Equity Ownership Concentration CLC Codes: F037, F23 I. Introduction As an inherent rule in the economic growth of a nation, the cyclical fluctuation of the macroeconomy is mainly displayed by the cyclical change in the macroeconomic growth rate. Throughout China s period of rapid development in the past 30 years, the average annual growth rate of its gross domestic product (GDP) reached 9.8 per cent. This miraculous growth in GDP has attracted great attention from scholars both at home and abroad. However, even such marvellous economic growth will inevitably come across recession. In particular, the outbreak of the world financial crisis in 2008 caused China s macroeconomy to flip from rapid growth to rapid recession, which caused a huge shock to the macroeconomy and even to enterprises. But throughout the cyclical fluctuations of China s macroeconomy, Chinese researchers have been overly concerned about indexes of macroeconomic fundamentals such as the GDP growth rate, the unemployment rate, and the consumer price index (CPI) and economic theorists have largely disregarded the effect of macroeconomic cyclical fluctuations on the behaviour of enterprises. In fact, macroeconomic cyclical fluctuations can have a direct effect on enterprises, which are the microeconomic organisations that constitute the macroeconomy. Figure 1 indicates that from 2008 to 2011, China s quarterly GDP growth rate is negatively associated with the proportion of listed companies with negative earnings. This means that when the economy slides towards recession, the proportion of listed companies with negative earnings begins to rise, and when the economy enters a boom period, the proportion of listed companies with negative earnings declines, which is in line with the results of previous research by Li (2009). Therefore, although the outbreak of the 2008 world financial crisis had a tremendous impact on almost all of the world s businesses, it does

31 168 Li, Wang, and Rong provide a good opportunity for us to study in depth the effects of macroeconomic cyclical fluctuations on the accounting and financial behaviour of enterprises. Figure 1 GDP Growth and Proportion of Listed Companies with Negative Earnings q1 2008q3 2009q1 2009q3 2010q1 2010q3 2011q1 2011q3 Proportion of Listed Companies with Negative Earnings GDP Growth Rate As one of the most important issues in the accounting and finance field, earnings quality has attracted extensive attention from accounting researchers, and as one of the most fundamental characteristics of earnings quality (Dechow et al., 2010; Dichev et al., 2012), earnings persistence has been widely studied in the prior literature. Earnings persistence is defined as the duration and stability of the impact of events or transactions that cause current earnings fluctuations to affect future earnings. The main characteristic of earnings persistence is that more persistent earnings can be forecasted with higher accuracy and can produce less variance in earnings between the previous accounting period and the subsequent period. At present, research on earnings persistence mainly focuses on the relations between the following: management compensation contracts and earnings persistence (Baber et al., 1998; Nwaeze et al., 2006), accounting information quality and earnings persistence (Peng and Huang, 2007; Peng et al., 2008), annual report readability and earnings persistence (Li, 2008), and manager competency and earnings quality (Demerjian et al., 2012). However, all previous research on earnings persistence has been conducted from the micro-level perspective. To date, except for Tomy (2012), few scholars have discussed the effect of the macroeconomic cycle on firm earnings persistence. Yet, through a survey of the chief financial officers (CFOs) of 169 listed companies and in-depth interviews with 12 CFOs, Dichev et al. (2012) find that the business cycle has an extremely significant impact on firms earnings quality. Thus it can be seen that a study on the determinants and economic consequences of earnings

32 Firm Earnings Persistence over the Business Cycle 169 persistence conducted only from the micro-level perspective without considering variations in the state of an economy will, to some extent, limit the reliability and generalisability of the results. On the basis of considerations mentioned above, and by using the quarterly data from 2008 to 2011 on non-financial listed companies and utilising the 2008 financial crisis as a natural experiment, we empirically examine how different phases of the business cycle affect the earnings persistence of Chinese listed companies while considering the different impacts of the following: whether firms are audited by the Big Four, the degree of equity ownership concentration, whether earnings are positive or negative, and whether a firm is in strong or weak cyclical industries. Our results are as follows. First, compared to earnings persistence during expansion periods, earnings persistence will significantly decline when the economic climate worsens. Moreover, the cash component of earnings is more sensitive to the business cycle than the accrual component. Second, compared with the earnings persistence of companies audited by non-big-four firms, the earnings persistence of companies audited by the Big Four is more susceptible to the business cycle. Third, compared with the earnings persistence of companies with a highly concentrated shareholding, the earnings persistence of companies with a low degree of ownership concentration is more susceptible to the business cycle. The results demonstrate that economic cyclical fluctuations, as the basic economic operation in a macroeconomy, can exert a direct influence on the earnings persistence of enterprises by affecting firm fundamentals as well as earnings management. In addition, the effect of firm fundamentals on earnings persistence is pro-cyclical, while the effect of earnings management on earnings persistence is counter-cyclical. Therefore, the higher the quality of accounting information and corporate governance, the more susceptible earnings persistence is to the business cycle. Our study contributes evidence that will help to determine how, and in what direction, earnings management affects earnings persistence over the business cycle and provides empirical evidence to enhance our understanding of the mechanism through which the business cycle can influence earnings persistence. Our study contributes to the literature in several ways. First, a major difference between Tomy s (2012) study and ours is that we adopt a dichotomy method to divide the business cycle into two phases, namely a recessionary period and an expansionary period, and we focus our attention on the significant differences in earnings persistence over these two periods. Furthermore, we analyse in depth the key mechanism through which the business cycle influences firm earnings persistence and explain the mechanism in terms of firm fundamentals and earnings management. In particular, we find the critical mechanism, namely that the pro-cyclical effect of earnings management results in the counter-cyclical effect of earnings persistence, thus giving answers to Tomy s (2012)

33 170 Li, Wang, and Rong suggestion that further studies should distinguish the effect of firm fundamentals on firm earnings persistence from that of managerial discretion. In addition, our study extends Tomy (2012) by considering the effect of the direction of earnings and the cyclicality of industries and expanding the samples to a wider range of industries (Tomy only considers manufacturing and consumer durables industries) to study the impact of the business circle on firm earnings persistence. Our study also finds that firms have incentives to manage earnings downwards in a recessionary period, leading to rises in earnings persistence, and that the exogenous shocks brought by the world financial crisis can lessen the endogeneity problems in our study. Second, existing studies primarily focus on the impact of such firm fundamentals as earnings management and growth potential (Lin and Chen, 2005; Peng et al., 2008) on earnings persistence. Although state ownership of the controlling shareholders, government control of capital markets, limited protection of property rights and an imperfect market system design, lack of independence in accounting firms, and the increasing importance of social networks and political connections are key institutional factors that influence the financial reporting incentives of Chinese listed firms and the relevant information environment in a transitional and emerging economy, our study focuses on the effect of the business cycle on the earnings persistence of Chinese listed firms, thus enriching and broadening our understanding of the factors that influence firm earnings persistence and further lending support to local enterprise executives greatest concern about macroeconomic adjustments affecting the behaviour of enterprises in the micro economy. 3 Third, based on the institutional environment of China, our study provides a theoretical analysis framework of how the business cycle affects enterprises, thereby enhancing our understanding of the potential impact of the interaction between macroeconomic policies and the behaviour of enterprises on accounting and finance issues, as proposed by Jiang and Rao (2011), and further complementing the literature on the impact of macroeconomic policies on firms financial and accounting behaviour. In addition, this study utilises the 2008 financial crisis as a natural experiment to proxy for the business cycle, thus avoiding the potential problems of endogeneity between the business cycle and earnings persistence and offering great confidence in the results. The remainder of the paper proceeds as follows: Section II puts forward the theoretical analysis and develops the testable hypotheses; section III briefly describes the research design; section IV presents the empirical results; and section V concludes the paper. 3