實施新會計準則提升了會計信息可比性嗎？*
——來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

東北大學工商管理學院 袁知柱 中國石油集團經(jīng)濟技術(shù)研究院財務(wù)資產(chǎn)處 吳珊珊

實施新會計準則提升了會計信息可比性嗎？*
——來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

東北大學工商管理學院 袁知柱 中國石油集團經(jīng)濟技術(shù)研究院財務(wù)資產(chǎn)處 吳珊珊

本文測度了2002-2012年的中國上市公司會計信息可比性值，并對測度結(jié)果進行了有效性檢驗，考察了我國2007年實施的新會計準則是否提升了會計信息可比性。研究發(fā)現(xiàn)：新會計準則實施初期會計信息可比性沒有顯著變化，而當實施進入成熟期后會計信息可比性有顯著提升。按照投資者保護程度、終極控制人性質(zhì)、股權(quán)制衡度及審計質(zhì)量等治理特征的分組檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)這一結(jié)果在不同的治理環(huán)境中均存在，且當投資者保護程度較強、終極控制人為非國有控股、股權(quán)制衡度較高或?qū)徲嬞|(zhì)量較高時，新會計準則實施進入成熟期后可比性提升效果更顯著。

新會計準則 會計信息可比性 測度 公司治理特征

一、引言

2006年2月，我國頒布了與國際會計準則全面趨同的新會計準則體系，關(guān)于新會計準則的實施效果問題逐漸成為我國實證會計領(lǐng)域的一個研究熱點，其中的一個重要方面是新會計準則能否提高會計信息質(zhì)量。現(xiàn)有文獻從可靠性（周冬華，2013）、相關(guān)性（羅婷等，2008；薛爽等，2008；唐國平、郭俊，2013）、及時性（譚洪濤、蔡春，2009）、穩(wěn)健性（陳駿，2013）等角度做了大量的研究，得到了較多有價值的評價新會計準則實施效果的研究成果，然而到目前為止，很少有文獻從重要的會計信息質(zhì)量特征之一——會計信息可比性的角度來進行考察。為達到會計信息可比，不同企業(yè)尤其是同一行業(yè)的不同企業(yè)之間，應使用相同的會計程序和會計方法來處理相同或類似的經(jīng)濟業(yè)務(wù)。會計信息可比能減少報表使用者對公司財務(wù)報表的依賴性，因為此時他們可以間接地從可比的其他公司推斷該公司的財務(wù)信息（Cheng et al.,2011）。現(xiàn)有文獻很少從可比性角度進行研究的一個重要原因是很長時間內(nèi)一直沒有有效解決公司層面會計信息可比性的測度問題。雖然一些文獻從國家間會計準則差異、企業(yè)會計方法差異、會計數(shù)據(jù)雙重披露差異及國家間盈余質(zhì)量差異等角度來考察可比性（Van De Tas,1988；Rahman et al.,1996；Land和Lang，2002；楊鈺、曲曉輝，2008），但這些方法均存在一定缺陷與不足，未能有效解決會計信息可比性測度問題（袁知柱、吳粒,2012）。De Franco et al.（2011）基于盈余-收益回歸模型，創(chuàng)新性地構(gòu)建了會計信息可比性測度方法，有效解決了可比性測度問題，Neel（2011）、Andréet al.（2012）、Lin et al.（2013）、Jayaraman和Verdi（2014）等文獻進一步改進該方法，測度出了公司層面截面會計信息可比性值，從而為本文研究提供了難得的契機。

二、理論分析與研究假設(shè)

現(xiàn)有實證會計文獻從多個角度證實了新會計準則實施提高了我國上市公司的會計信息質(zhì)量。羅婷等（2008）發(fā)現(xiàn)新準則實施后會計信息相關(guān)性顯著提高。薛爽等（2008）發(fā)現(xiàn)相對于舊準則，新準則的凈資產(chǎn)和盈余差異具有增量的信息含量。譚洪濤、蔡春（2009）發(fā)現(xiàn)新準則實施后企業(yè)在收益平滑限制、巨額虧損確認及時性、價值相關(guān)性等方面顯著改善。唐國平、郭俊（2013）研究發(fā)現(xiàn)，2007年新企業(yè)會計準則實施后提高了會計職業(yè)判斷允當性對股價（收益）的解釋力度。金智（2010）發(fā)現(xiàn)新準則提高了會計信息可理解性，降低了信息質(zhì)量與股價同步性之間的正相關(guān)性。

新會計準則的實施也會有利于提高公司間會計信息的可比性。首先，為了規(guī)范和控制企業(yè)對利潤的人為操縱，壘實經(jīng)營業(yè)績，新準則大幅壓縮了會計估計和會計政策的選擇項目，限定了企業(yè)利潤調(diào)節(jié)的空間范圍（羅婷等, 2008），從而增強了信息可比性。其次，新會計準則引入公允價值計量屬性，避免了歷史成本作為會計核算的唯一原則使企業(yè)資產(chǎn)的賬面價值與市場價值相差較遠的弊端，提高了會計信息對使用者的價值。第三，部分準則條款減少了公司利潤操縱的空間，如非流動資產(chǎn)減值一經(jīng)計提，后續(xù)期間不得轉(zhuǎn)回。由于我國上市公司連續(xù)虧損就會被ST，甚至退市，“大洗澡”行為成為了上市公司利潤操縱的重要手段，新準則的這一規(guī)定抑制了各公司根據(jù)利潤操縱的需要隨意進行減值處理的行為，為同行業(yè)內(nèi)各公司執(zhí)行一致的減值會計政策提供了較好的基礎(chǔ)。第四，新準則對絕大多數(shù)會計業(yè)務(wù)做了區(qū)分，并給出細致規(guī)定，這有利于各公司根據(jù)經(jīng)濟業(yè)務(wù)類型選擇相應的會計政策，從而避免了因為準則制定不全面或不合理導致企業(yè)選擇不恰當會計政策等行為的出現(xiàn)。最后，相對于舊準則，新準則對一些會計政策的使用做了更為明確的規(guī)定和解釋，企業(yè)具有更強的可操作性，這有利于企業(yè)更準確的使用會計方法與會計政策，從而增強信息可比性。然而新會計準則的有效執(zhí)行并非一蹴而就的，還需要治理機制做保障，如果相關(guān)治理機制沒有及時跟上，新準則的執(zhí)行效果也會有所折扣。高利芳（2009）認為會計準則從頒布到發(fā)揮作用要經(jīng)歷過渡階段，各個階段都存在著不同的制度變遷成本和收益，準則執(zhí)行效果可能也會表現(xiàn)出差異。朱凱等（2009）則認為會計準則改革存在暫時性成本。基于上述分析，本文認為我國2007年的新會計準則實施初期，保障機制不完善及改革成本的存在使得會計信息可比性不會有顯著變化，而當準則實施一段時間進入成熟期后，準則得到了有效執(zhí)行，新準則的效用逐漸發(fā)揮出來，會計信息可比性會有顯著提升。關(guān)于新會計準則實施期間的劃分，結(jié)合林鐘高（1998）、高利芳（2009）的觀點，將新會計準則實施前3年界定為實施初期（即2007-2009年），3年后（即2010年后）進入實施成熟期。提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：我國新會計準則實施初期，企業(yè)會計信息可比性沒有顯著提升，而到了新會計準則實施成熟期，會計信息可比性會有顯著提升

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源 選擇我國滬深兩市的A股上市公司為樣本，樣本期間為2002-2012年。同時對樣本做了如下調(diào)整：由于金融、保險業(yè)上市公司適用的會計準則與其他公司不同，因此刪除了這兩個行業(yè)的公司；刪除被特別處理（即ST）的上市公司；根據(jù)前述計算指標及數(shù)據(jù)要求，刪除信息不全或有異常值數(shù)據(jù)的公司；刪除當年首發(fā)上市的公司，即從首發(fā)后第二年開始選取樣本，最后共選擇12285個觀測值。數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫。

（二）會計信息可比性測度方法 De Franco et al.（2011）設(shè)計的會計信息可比性測度方法，把會計系統(tǒng)定義為企業(yè)經(jīng)濟業(yè)務(wù)生成財務(wù)數(shù)據(jù)的轉(zhuǎn)換過程，用函數(shù)形式表述如下：

其中fi（）表示公司i的會計系統(tǒng)（也稱為會計轉(zhuǎn)換函數(shù)），兩個公司的會計信息轉(zhuǎn)換差異越小，則會計系統(tǒng)的可比性越強。依據(jù)這一邏輯，給定相同的經(jīng)濟業(yè)務(wù)，如果兩個公司能生成相似的財務(wù)數(shù)據(jù)，則會計信息可比性越強。也就是說，擁有可比會計系統(tǒng)的兩個公司i和j，fi（）和fj（）的差異應該較小，給定經(jīng)濟業(yè)務(wù)X，公司i和j生成的會計信息的差異也比較小。為了使上述定義有操作性，與Kothari（2001）一致，用股票收益代表經(jīng)濟業(yè)務(wù)對公司的凈影響，用會計盈余這一重要的財務(wù)指標代表公司的會計信息。為計算公司i第t期的會計信息可比性，使用第t期前的連續(xù)16個季度數(shù)據(jù)估計下述方程：

上式中，Earningsit為季度會計盈余水平（實證檢驗中用季度會計收益率來表示），而Returnit為季度股票收益率。根據(jù)方程（1）可知，上式的估計系數(shù)α?i和β?i表示公司i的會計轉(zhuǎn)換函數(shù)fi（·）。類似的，α?i和β?i表示公司j的會計轉(zhuǎn)換函數(shù)fj（·）（通過公司j的Earningsjt與Returnjt回歸估計得到）。

兩個公司間轉(zhuǎn)換函數(shù)的相近程度表示會計信息可比性，為了估計這種相近程度，對于公司i和j，假定經(jīng)濟業(yè)務(wù)相同（用Returnit表示），分別采用各公司的轉(zhuǎn)換函數(shù)來計算它們的預期盈余。

其中E（Earnings）iit表示在期間t，依據(jù)公司i的會計轉(zhuǎn)換函數(shù)及公司i的股票收益計算得到的公司i的預期盈余，而E（Earnings）ijt表示在期間t，依據(jù)公司j的會計轉(zhuǎn)換函數(shù)及公司i的股票收益計算得到的公司j的預期盈余。上述方程（3）和方程（4）均采用公司i的收益Returnit來做預測（不失一般性，也可以用Returnjt來預測），這樣就可以計算兩公司在經(jīng)濟業(yè)務(wù)相同的情況下所生成的會計盈余的差異程度。

定義公司i和公司j之間的會計信息可比性（COMPijt）為兩公司預期盈余差異絕對值的平均數(shù)的相反數(shù)。

COMPijt值越大表示公司i與公司j之間的會計信息可比性越強。除了計算公司i和公司j之間的可比性外，還可以通過如下方法計算得到公司i的公司層面可比性測度值。具體來說，以公司i為基準，計算出同一行業(yè)內(nèi)每一對公司組合i和j的會計信息可比性值，然后將所有與i配對的組合的可比性值求平均值，即可得到公司i的可比性度量值COMPit。

Yip和Young（2012）、Brochet et al.（2013）、Choi et al.（2015）、Fang et al.（2015）等文獻均采用上述方法進行了相關(guān)實證研究。但該方法的最大問題是它是基于單個公司連續(xù)16個季度（即4個會計年度）股票收益和會計盈余計算出來一個平均值，如果把該可比性值納入回歸方程進行實證檢驗，其他變量最好也是4年平均值，而平均值難以反映各變量的年度變化過程，會屏蔽掉許多隨年度變化的因素（如資產(chǎn)負債率每年都會發(fā)生變化，如果用4年平均值，則難以反映實際變化情況），因此研究結(jié)果可能存在一定誤差。也就是說，該方法僅能得到4年平均可比性值，而無法得到某個公司在某一年度的截面可比性值，這一定程度上限制了該方法的應用范圍（尤其是不適合在一國證券市場內(nèi)部從微觀層面進行會計信息可比性的影響因素研究）。本文考察新準則實施能否提高可比性，需要各年度的截面可比性值，也受到上述方法不足之處的限制。

為了得到截面可比性值，Neel（2011）、Andréet al.（2012）、Lin et al.（2013）、Jayaraman和Verdi（2014）等文獻采用計算行業(yè)平均會計轉(zhuǎn)換函數(shù)的思路對前述測度方法進行了改進。這些文獻的改進思路基本一致（均計算行業(yè)平均會計轉(zhuǎn)換函數(shù)），但根據(jù)研究目的不同，其具體操作方法有一定差異，本文采用Andréet al.（2012）的操作方法。假設(shè)公司i隸屬于行業(yè)M，采用年度數(shù)據(jù)，將M行業(yè)內(nèi)除公司i外的所有其他公司按照如下方程進行截面回歸。

其中m∈M且m≠i，Earningsm為公司m的年度會計盈余，而Returnm為公司m的年度股票收益率，上述方程回歸后得到的估計系數(shù)α?M和β?M所代表的會計轉(zhuǎn)換函數(shù)fM（·）即是行業(yè)M除公司i外的所有其他公司的平均轉(zhuǎn)換函數(shù)（公司i在方程回歸時已經(jīng)被剔除）。

與前述公式（3）及公式（4）的思路一致，給定公司i的經(jīng)濟業(yè)務(wù)Returni，采用行業(yè)平均會計轉(zhuǎn)換函數(shù)fM（·）來計算其預期會計盈余。

公司i的會計盈余Earningsi與預期會計盈余E（Earnings）i的差值的絕對值的相反數(shù)即是公司i的會計信息可比性度量值COMPi，其值越大代表可比性越強。

需要指出的是，公式（5）僅能得到公司i和公司j之間的會計信息可比性值，而公式（8）能得到公司i和同行業(yè)內(nèi)其他所有公司之間的會計信息可比性值（如De Franco et al.（2011）所述，也稱為公司i的公司層面會計信息可比性值），因為公式（4）是采用公司j的會計轉(zhuǎn)換函數(shù)來計算預期會計盈余，而公式（7）是采用同行業(yè)內(nèi)其他公司的平均會計轉(zhuǎn)換函數(shù)來計算預期會計盈余。

上述改進方法不需要季度數(shù)據(jù)，僅采用年度數(shù)據(jù)即可計算出公司的截面可比性值，極大的方便了其在會計信息可比性實證研究中的應用。Neel（2011）、Andréet al.（2012）、Lin et al.（2013）、Jayaraman和Verdi（2014）等文獻依據(jù)該方法進行了相關(guān)實證研究，均得到了預期研究結(jié)果，說明了該改進方法是有效的。然而出于實證研究的穩(wěn)健性考慮，本文在采用該改進方法測度出會計信息可比性值后，仍將從多個角度對測度結(jié)果進行有效性檢驗。

（三）模型構(gòu)建 本文構(gòu)建如下的多元線性回歸方程來檢驗新會計準則實施對會計信息可比性的影響。

其中α0為常數(shù)項，αi（i=1，2， ，21）表示回歸系數(shù)，因變量COMP表示會計信息可比性，根據(jù)本文第3.1節(jié)所述Neel（2011）、Andréet al.（2012）、Lin et al.（2013）、Jayaraman和Verdi（2014）等文獻對De Franco et al.（2011）的測度方法的改進方法來計算（即方程（6）、（7）及（8）所示的截面可比性計算方法）。自變量NEW是新會計準則實施變量，由于同時考察新準則實施的不成階段可比性的提升效果，NEW分別用變量NEW1及NEW2來表示。NEW1考察新會計準則實施初期（即2007-2009年）可比性的提升效果，當企業(yè)處于新準則實施初期時取值為1，處于舊準則實施期間則取值為0；NEW2考察新會計準則實施進入成熟期后（即2010年后）可比性提升效果，當企業(yè)實施新準則進入成熟期時取值為1，處于舊準則實施期間則取值為0。

控制變量選擇參考了已有文獻的研究成果。參考Brochet et al.（2013）、Francis et al.（2014）、Neel（2015）等文獻，加入企業(yè)規(guī)模SIZE、長期負債率LDR、公司成長性GROWTH、流動比率CR等控制變量；參考Francis et al.（2014），加入資產(chǎn)凈利率波動性STDROA作為控制變量；參考Fang et al.（2015），加入雙重上市變量BHSHARE作為控制變量；由于會計信息可比性與企業(yè)盈余管理行為有緊密關(guān)系（Sohn,2011），加入應計盈余管理程度變量ABS_DA作為控制變量。由于新會計準則實施變量NEW1、NEW2屬于是否實施新會計準則的年度0-1虛擬變量，因此不再適合加入年度虛擬變量來控制宏觀經(jīng)濟效應，這樣本文就替代性地加入年度GDP增長率來控制宏觀經(jīng)濟效應。此外，由于會計信息可比性是度量同行業(yè)內(nèi)所有公司間會計信息的可比性，本文也加入同行業(yè)內(nèi)公司數(shù)量NUMBER作為控制變量。各變量定義及計算方法見表1。

表1 研究變量定義

四、實證分析

（一）會計信息可比性的測度結(jié)果及有效性檢驗 利用前文所述改進的截面會計信息可比性測度方法（即方程（6）、（7）及（8））對中國上市公司2002-2012年的會計信息可比性進行度量，得到每一年的公司層面可比性度量值。圖1則給出了各年會計信息可比性均值的變化。

圖1 2002-2012年中國上市公司會計信息可比性變化趨勢

由圖1可知，舊會計準則期間（2002-2006年）的會計信息可比性均值穩(wěn)定在-0.047左右，而新會計準則實施初期（2007-2009年）可比性均值沒有增加的趨勢，相反，2007年可比性均值低于2006年，到2008年甚至降到了最低值-0. 053，這可能是因為在新準則實施初期，各方面的配套還不完善，會計人員對于合理使用新準則也不是很熟練，導致可比性出現(xiàn)短期下降。但隨后可比性就出現(xiàn)回升，尤其是新準則實施進入成熟期（即2010年后），可比性均值明顯高于舊準則實施期間，2010年升到了-0.040，2012年更是升到了-0. 038，這證明新會計準則的實施提高了中國上市公司會計信息的可比性，對會計信息質(zhì)量提高起到了正向促進作用。然而這僅僅是直觀描述結(jié)果，新會計準則實施到底能否提升會計信息可比性還需要在控制可比性的相關(guān)影響因素的基礎(chǔ)上進行多元線性回歸后才能驗證。

出于研究的穩(wěn)健性考慮，采用如下兩種方法對可比性測度結(jié)果進行有效性檢驗。第一種方法是考察會計信息可比性與其他會計信息質(zhì)量特征的關(guān)系（如相關(guān)性、可靠性）。相關(guān)性是指會計信息與信息使用者所要解決的問題相關(guān)聯(lián)，即與信息使用者進行的決策有關(guān)，并具有影響決策效率的能力。可比性越高，信息使用者獲取信息的成本越低，經(jīng)營決策效率越高，因此如果可比性測度結(jié)果有效，它與相關(guān)性會顯著正相關(guān)。可靠性是指會計報表如實反映符合確認和計量要求的各項會計要素及其他相關(guān)信息，可靠性較高表明企業(yè)嚴格執(zhí)行了會計準則規(guī)定的會計程序及會計方法，盈余操縱程度較低，企業(yè)間的會計信息可比性也會較強，這樣可靠性與可比性也會顯著正相關(guān)（采用Jones（1991）的應計盈余管理程度計量方法來度量可靠性）。第二種方法是檢驗可比性與證券市場信息效率（用分析師預測效率指標來表示）的關(guān)系。會計信息可比性越高，分析師獲取相關(guān)信息的成本越低，其預測效率就會增加。根據(jù)Bae et a.（2008）及De Franco et al.（2011）的結(jié)果，可比性越高，分析師盈利預測精度越高，預測偏度越低。因此如果本文的可比性測度結(jié)果是有效的，它會與分析師盈利預測精度顯著正相關(guān)，與預測偏度顯著負相關(guān)。可比性與相關(guān)性及可靠性均顯著正相關(guān)，且可比性與分析師盈利預測精度顯著正相關(guān)，與盈利預測偏度顯著負相關(guān)，這與預期都是一致的，這就在一定程度上證明了本文的可比性測度結(jié)果是有效的。限于篇幅，這里不再列示檢驗結(jié)果。

（二）描述性統(tǒng)計 描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。從表2可以看到，由于NEW1考察新會計準則實施初期會計信息可比性的提升效果，其樣本包括2002-2006及2007-2009年的上市公司，觀測值為7619個；而NEW2考察新會計準則實施成熟期可比性的提升效果，其樣本包括2002-2006及2010-2012的上市公司，觀測值增加到9029個。長期負債率均值為0.078，說明中國上市公司總體上長期負債并不多。可靠性變量ABS_DA的標準差為0.059，小于Cohen et al.（2008）的美國上市公司統(tǒng)計結(jié)果0.17，這說明中國上市公司之間的盈余管理程度差異要小于美國上市公司。

表2 主要研究變量的描述性統(tǒng)計

（三）回歸分析 為考察新會計準則實施對會計信息可比性的影響效果，方程（9）的檢驗結(jié)果如表3所示。從表3可以看到，模型（Ⅰ）中新準則實施變量NEW1的回歸系數(shù)雖然為負，但并不顯著，因此在新會計準則實施初期，會計信息可比性并沒有顯著變化；而在模型（Ⅱ）中新準則實施變量NEW2的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，即當新會計準則實施進入成熟期后，會計信息可比性有了顯著提升，假設(shè)1得到了驗證，這樣本文就從會計信息可比性的視角證明了實施新會計準則起到了提高會計信息質(zhì)量的作用。兩個模型的調(diào)整后R2均達到了0.16以上，說明回歸方程的自變量及控制變量對因變量有較好的解釋能力，模型構(gòu)建較為合理。從控制變量結(jié)果來看（以模型（Ⅰ）為例進行說明），企業(yè)規(guī)模變量SIZE的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，因此企業(yè)規(guī)模越大，越能嚴格遵循會計準則規(guī)定采用適當?shù)臅嫵绦蚺c會計方法，與同行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)會計信息的可比性就越強。負債率變量LDR的回歸系數(shù)顯著為負，負債率越高的企業(yè)出現(xiàn)財務(wù)困難的可能性越高，越有可能隱藏真實經(jīng)營業(yè)績，會計信息可比性就越低（Neel,2015）。成長性變量GROWTH的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，因此成長較快的公司的會計信息越透明，信息可比性越高，這與Fang et al.（2015）、Neel（2015）等文獻的結(jié)論一致。雙重上市變量BHSHARE的系數(shù)顯著為負，當A股公司同時在B股或H股上市時，會計信息可比性較低，這可能是由于雙重上市公司需要根據(jù)兩套不同會計準則編制不同的會計報表，這一定程度影響了其對國內(nèi)會計準則的使用及判斷，導致與國內(nèi)同行業(yè)其他公司的信息可比性下降。這與Fang et al.（2015）的結(jié)論類似，該文發(fā)現(xiàn)本地公司同時在美國跨境上市時，信息可比性較低。收益率波動性變量STDROA的回歸系數(shù)顯著為負，企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的波動程度越大，反映經(jīng)營業(yè)績的會計信息與其他企業(yè)的會計信息的可比性就越弱（Francis et al.,2014）。

（四）穩(wěn)健性檢驗 （1）新會計準則實施初期可比性沒有顯著提升的結(jié)論是否在不同治理環(huán)境下仍然存在？表3發(fā)現(xiàn)在新會計準則實施初期會計信息可比性沒有顯著提升，然而這僅僅是整體檢驗結(jié)果，它沒有考慮到治理環(huán)境差異，因為治理環(huán)境不同，會計準則執(zhí)行力度可能有一定差異。這里按照投資者保護程度、終極控制人性質(zhì)、股權(quán)制衡度及審計質(zhì)量對整體樣本進行分組檢驗。關(guān)于投資者保護程度的度量，采用目前國內(nèi)文獻的常用方法，用樊綱等（2011）中的市場化綜合指數(shù)來度量，指數(shù)越大表明治理環(huán)境越好，相關(guān)法律體系越完善，投資者保護水平越高。中國上市公司的終極控制人可以分為地方政府、中央政府、自然人或家族、特殊法人。其中前兩類公司也稱為國有控股上市公司，而后兩類公司稱為非國有控股上市公司。股權(quán)制衡度等于第二到第四股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值。參考肖作平（2006）等文獻，采用審計費用變量來度量審計質(zhì)量，審計費用越高表明審計師付出更多精力與努力，審計質(zhì)量越高，為了減少公司規(guī)模對審計收費的影響，這里的審計費用變量值等于審計費用自然對數(shù)與公司規(guī)模自然對數(shù)的比值。除了終極控制人性質(zhì)按照實際情況分組外，投資者保護程度、股權(quán)制衡度及審計質(zhì)量均按照變量值將樣本均分為兩組。分組檢驗結(jié)果如表4所示。從表4可以看到，在四種不同的分組方法下，各模型中新會計準則實施變量NEW1的回歸系數(shù)均不顯著，這與表4的檢驗結(jié)果是一致的，說明了在新會計準則實施初期，在不同的治理環(huán)境下會計信息可比性仍然沒有顯著提升，會計制度改革存在暫時性成本（朱凱等，2009）。

表3 新會計準則實施對會計信息可比性影響的回歸分析

表4 新會計準則實施初期在不同治理環(huán)境下會計信息可比性提升效果的檢驗結(jié)果

（2）新會計準則實施成熟期下內(nèi)外部治理環(huán)境是否影響會計信息可比性的提升效果？表3發(fā)現(xiàn)了在新會計準則實施成熟期會計信息可比性有顯著提升，這里需要考慮的問題是，這種提升效果在不同的治理環(huán)境下是否仍然存在。與表4一致，仍然按照投資者保護程度、終極控制人性質(zhì)、股權(quán)制衡度及審計質(zhì)量進行分組檢驗。此外，還在方程（9）中建立了新準則實施變量與治理環(huán)境變量的交乘項來考察不同治理環(huán)境下實施新準則進入成熟期后可比性的提升效果是否存在顯著差異。投資者保護程度變量用符號PROT表示。終極控制人性質(zhì)用變量CONTROL表示，國有控股公司時CONTROL取值為1，非國有控股公司時取值為0。股權(quán)制衡度變量用BALANCE來表示，審計質(zhì)量變量用AUDIT表示。檢驗結(jié)果如表5所示。從表5可以看到，在上述四種不同的分組方法下，新會計準則實施變量NEW2均顯著為正，因此表3的檢驗結(jié)果是穩(wěn)健的，當新會計準則實施進入成熟期后，在不同的內(nèi)外部治理環(huán)境下會計信息可比性均有顯著提升。從交乘項檢驗結(jié)果來看，Panel A中交乘項NEW2×PROT的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為正，因此在投資者保護程度比較高的地區(qū)，新會計準則實施進入成熟期后會計信息可比性的提升幅度更高。在投資者保護程度較高的地區(qū)，經(jīng)理人員及審計師違規(guī)行為的訴訟風險較高，為避免法律訴訟或受到處罰，此時管理層會嚴格執(zhí)行會計準則，可比性得到更快提升。Panel B中交乘項NEW2×CONTROL的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，因此在國有控股上市公司中新會計準則實施進入成熟期后可比性的提升幅度要弱于非國有控股股上市公司，這主要是由于國有控制公司治理環(huán)境較差導致的。Panel C中交乘項NEW2×BALANCE的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，因此當上市公司股權(quán)制衡程度較高時，新準則下會計信息可比性的提升效果更顯著。上市公司控股股東侵占行為的典型特征是隱秘性，為了保護侵占行為的隱秘性，避免外部股東的干預，控股股東往往會控制會計政策及經(jīng)濟業(yè)務(wù)，隱瞞控制權(quán)收益和公司的真實業(yè)績，降低企業(yè)信息披露的透明度。當股權(quán)制衡度較高時，控股股東侵占中小股東利益的行為受到抑制，此時大股東隱蔽真實業(yè)績的動力減弱，對企業(yè)會計政策及會計方法的干預減少，會計信息可比性提升較快。Panel D中交乘項NEW2×AUDIT的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為正，因此當上市公司審計質(zhì)量較高時，經(jīng)理人員會更嚴格執(zhí)行新會計準則，從而導致會計信息可比性提升幅度更高。

五、結(jié)論

實證結(jié)果表明：新會計準則實施初期（實施前3年）會計信息可比性沒有顯著變化，而進入成熟期后（實施3年之后）可比性會有顯著提升。按照投資者保護程度、終極控制人性質(zhì)、股權(quán)制衡度及審計質(zhì)量等治理特征的分組檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)在不同的治理環(huán)境下新會計準則實施初期可比性均沒有顯著變化，而成熟期后可比性均顯著提升，且當投資者保護程度較強、終極控制人為非國有控股、股權(quán)制衡度較高或?qū)徲嬞|(zhì)量較高時，新會計準則實施進入成熟期后可比性提升效果更顯著。

表5 新會計準則實施進入成熟期后內(nèi)外部治理環(huán)境影響會計信息可比性提升效果的檢驗結(jié)果

*本文系國家自然科學基金青年科學基金項目（項目編號：71202153）；中央高校基本科研業(yè)務(wù)費專項資金資助項目（項目編號：L1506019）的階段性研究成果。

［1］高利芳：《基于趨同的會計準則變遷與會計準則執(zhí)行研究》，廈門大學2009年博士學位論文。

［2］羅婷、薛健、張海燕：《解析新會計準則對會計信息價值相關(guān)性的影響》，《中國會計評論》2008年第6期。

［3］譚洪濤、蔡春：《新準則實施會計質(zhì)量實證研究——來自A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)》，《中國會計評論》2009年第2期。

［4］袁知柱、吳粒：《會計信息可比性研究評述及未來展望》，《會計研究》2012年第9期。

［5］朱凱、趙旭穎、孫紅：《會計準則改革、信息準確度與價值相關(guān)性——基于中國會計準則改革的經(jīng)驗證據(jù)》，《管理世界》2009年第4期。

［6］呂曉燕、張滕滕：《中國新會計準則國際協(xié)調(diào)效果研究——基于會計信息可比性的視角》，《山東大學學報(哲學社會科學版)》2010年第4期。

［7］周芳：《會計準則變革對QFII投資的影響研究——基于會計準則可比性的視角》，《山西財經(jīng)大學學報》2015年第12期。

［8］劉媛媛、朱彧：《可比性視角下大陸、香港會計準則差異分析》，《財會月刊》2014年第17期。

［9］André.P,Dionysiou.D,Tsalavoutas.I.Mandatory Adoption of IFRS by EU Listed Firms and Comparability: Determinants and Analysts'Forecasts.Working Paper,2012.

［10］Brochet.F.,Jagolinzer.A.D.,Riedl.E.J.,Mandatory IFRS Adoption and Financial Statement Comparability. Contemporary Accounting Research,2013.

［11］De Franco,P.Kothari and R.Verdi.The Benefits of FinancialStatementComparability.JournalofAccounting Research,2011.

［12］Fang.V.W.,Maffett.M.,Zhang Bohui.Foreign Institutional Ownership and the Global Convergence of Financial Reporting Practices.Journal of Accounting Research,2015.

［13］Francis.J.R.,Pinnuck.M.L.,Watanabe.O.,Auditor Style and Financial Statement Comparability.The Accounting Review,2014.

［14］Jayaraman.S.,Verdi.R.Are Reporting Incentives and Accounting Standards Substitutes or Complements in Achieving Accounting Comparability? Working Paper, Washington University in St.Louis and MIT Sloan School of Management, 2014.

［15］Lin.S.,Riccardi.W.,Wang Changjiang.Relative Benefits of Adoption of IFRS and Convergence between IFRS and U.S.GAAP:Evidence from Germany.Working Paper, Florida International University,2013.

（編輯 文 博）