會計信息質量體系：基于會計準則的直接測定

【摘要】基于對會計信息質量不同維度的不同解讀， 會計信息質量研究已取得了豐碩成果。盡管會計信息質量特征在會計準則中均有明確的界定， 對會計信息質量的理論研究卻極少從會計準則對會計信息質量特征的定義或要求的視角展開。本文以國際會計準則對會計信息質量特征的界定為基礎， 圍繞會計準則和計量屬性對會計信息質量進行直接測定， 以綜合評價上市公司會計信息質量。具體而言： 本文以證券分析師為信息使用者代表， 結合盈余的預測數及調整數測定會計信息相關性； 通過對報表項目進行計量屬性分類來測定忠實表達及可驗證性； 著眼會計政策選擇和杜邦分析體系來測定過程可比性和結果可比性； 通過對投資者決策有用的增量信息來測定及時性。本研究形成了一套完整、 全面、 綜合的會計信息質量特征體系， 可為進一步綜合、 客觀評價我國上市公司會計信息質量及相關指標的研究提供參考和指導。

【關鍵詞】會計信息質量；相關性；忠實表達；可驗證性；可比性；及時性

【中圖分類號】 F275 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2024）17-0062-12

一、 引言

近年來， 我國上市公司重大財務舞弊事件頻發（王鵬程和程晶泓，2023）， 會計信息質量的重要性受到廣泛重視。2024年4月， 國務院印發了《關于加強監管防范風險推動資本市場高質量發展的若干意見》， 象征著時隔10年我國資本市場再次迎來“國九條”。關于信息質量， 中國證監會在介紹與“國九條”相配套的政策制度時指出： “要求上市證券公司立足于行業功能定位和風險特征， 提高信息披露的針對性和有效性， 及時披露凈資本和流動性等相關核心風控指標和財務運營狀況， 確保公司運作更加透明， 財務報表更加規范， 市場約束更加有效?！睍嬓畔⒆鳛榉从称髽I價值和提供決策支撐的重要窗口， 能夠影響或決定與企業相關的所有人的利益， 重要性不言而喻， 也導致會計信息不僅是會計人員通過會計系統執行會計準則的結果， 還是社會各方利益博弈的產物（胡玉明，2024）， 因此對會計信息質量進行評價就顯得尤為重要。現實中， 企業造假事件層出不窮， 會計信息質量問題主要體現在虛構利潤、 虛假記載或誤導性陳述、 重大遺漏、 披露不實和會計處理不當等方面。已有研究發現， 高質量會計信息能降低企業違約風險（張焰朝等，2022）、 促進企業創新（王芳等，2022）、 降低審計費用（高穎超和付文博，2024）， 可見保持高質量會計信息非常重要。

由于會計信息質量難以被直接觀察和量化， 學術界對會計信息質量評價的研究一直存在分歧。現有研究多是通過替代指標對會計信息質量進行間接衡量， 如以價值相關性衡量相關性（武鵬等，2023）、 以可操縱盈余衡量可靠性（何平林等，2019）、 以披露時間衡量及時性（王加燦，2015）、 以應計盈余相似程度衡量可比性（龍小海等，2021）， 盡管替代指標可用于解決數據獲取困難、 變量定義模糊或理論模型復雜等問題， 但這種替代也可能引入誤差， 甚至改變研究的本質和結論。首先， 不同類別的替代變量反映了會計信息質量的不同維度， 如果改變原始數據的分布和關系， 可能會發現原本不存在的關聯或遺漏原本存在的關聯， 進而造成同一指標的研究結果不一致（Defond和Zhang，2014）。其次， 外部替代變量多與企業自身特征相關， 或混合其他因素的影響， 這些影響無法剔除， 可能產生原本不存在的關聯， 導致替代指標也不一定與會計信息質量有相關關系。另外， 以模型計算的指標衡量會計信息質量容易產生設定偏誤問題， 如數據與模型不符、 檢驗方法誤用、 檢驗效應選擇（靳庭良和郭建軍，2004）和遺漏變量（Clarke，2005）等基本問題， 進而影響數據真實性。因此， 對會計信息質量的研究應緊緊圍繞會計信息自身的屬性， 挖掘直接反映會計信息質量的因素（譚楚月和段宏，2014）。大部分學者多以某一單項指標來衡量會計信息質量， 缺乏一致、 全面和系統的評價方法（李清和馬澤漢，2022）， 并且以同一標準對不同企業會計信息質量進行測定， 并未實現對不同企業會計信息質量的差異化衡量， 進而影響數據的準確性。盡管已有研究構建了綜合的會計信息質量評價指標體系， 但其覆蓋面不全， 在評價范圍、 特征選取、 指標設計方面都有一定的缺失（王竹泉等，2021）。鑒于此， 本文在已有研究基礎上， 緊緊圍繞會計準則和計量屬性， 從會計準則對會計信息質量特征的界定出發， 直接測定會計信息質量。本文以分析師為信息使用者代表， 結合盈余的預測數及調整數測定會計信息相關性； 通過對報表項目進行計量屬性分類來測定忠實表達及可驗證性； 著眼會計政策選擇和杜邦分析體系來測定過程可比性和結果可比性； 通過對投資者決策有用的增量信息來測定及時性。

本文可能的貢獻如下： 第一， 形成了一套完整、 全面、 綜合的會計信息質量特征體系及以此特征體系為框架的會計信息質量評價指標體系， 完善了會計信息質量特征的相關理論。相對于目前從不同維度衡量會計信息質量的替代指標， 本文所構建的指標從質量特征概念出發， 回歸到會計信息與信息使用者本身的特征， 既考慮到當前會計準則所提出的各項要求， 又通過對財務報表信息的萃取對其進行更直接、 系統的測定， 更全面地揭示了會計信息質量的實質屬性， 提出了測算會計信息質量的新思路， 為會計信息質量研究提供了全新視角和工具。第二， 構建的指標依托會計準則概念框架的相關論述， 并結合已申請的會計、 審計信息質量測定算法的發明專利授權， 使用資本市場公開披露信息， 綜合運用人工智能技術與大數據分析方法， 直接測定我國證券市場上市公司的會計信息質量， 此種衡量方式具有較強的可靠性。第三， 在特定層面對會計信息質量進行了系統性解讀， 從公司層面對不同行業的企業進行了差異化衡量， 未來可以此指標為基礎， 或根據不同公司會計信息質量的差異度計算風險控制指數， 為相關指標的研究提供參考和指導。

二、 文獻綜述

會計信息質量由于無法直接觀察和測度， 國內外學者大多采用替代指標對其進行間接衡量。如表1所示， 已有研究主要從微觀企業行為和資本市場表現兩個層面選取會計信息質量替代指標， 各替代指標從不同視角對不同會計信息質量進行衡量， 未能形成體系。本文則直接依據會計信息質量特征定義對其進行界定。

（一） 相關性

國際會計準則理事會（IASB）和美國財務會計準則委員會（FASB）認為相關性是集中體現決策有用性的質量特征。FASB（2010）概念框架將相關性定義為“相關的財務信息能夠對信息使用者作出的決定產生影響”， 并繼續指出“如果財務信息具有預測價值、 反饋價值或兩者兼有， 它就能在決策中產生影響”。其中， 預測價值體現為會計信息應幫助使用者根據財務報告所提供的會計信息預測企業未來的財務狀況、 經營成果和現金流量， 反饋價值體現為相關的會計信息應有助于使用者評價企業過去的決策、 證實或者修正過去的有關預測， 本文根據國際會計準則概念框架從指標內涵出發對上述指標進行測定。

現有檢驗會計信息相關性的研究主要著眼于會計信息的價值相關性， 即以股票收益率或公司價值作為基準評估會計信息在投資者決策中的影響， 主要根據報酬模型（Return Model）或價格模型（Price Model）確定的回歸系數和擬合優度衡量價值相關性。國內諸多學者也進行了類似的研究（吳祖光和冀珂瑜，2023；劉雪妮等，2024）。隨著經驗研究的興起， 學術界開始就會計信息對（證券）投資所發揮的作用進行研究， 從決策有用角度分析會計信息與股票市場之間的回歸系數或R2， 以此檢驗兩者的相關性， 若一項會計數據與股票價格之間存在顯著關系， 則被定義為價值相關。除此之外， 也有部分學者從現金流量的視角對此進行了探討， 如王化成等（2003）設計了歷史現金流量的增量預測價值模型， 以檢驗現金流量信息披露的決策有用性。

上述研究從不同視角尋找替代指標衡量會計信息相關性， 從各方面詮釋和豐富了相關性指標， 但設定模型容易存在設定偏誤進而導致數據不準確或結論不一致的問題， 也可能存在替代指標未能準確契合國際準則對相關性的定義等問題。另外， 已有研究對“信息使用者”進行了抽象意義上的定義， 對于到底是誰在使用會計信息無從得知?；跊Q策有用觀衡量會計信息質量首先需要考慮信息使用者的身份， 然后才能了解使用者決策什么、 什么信息對其有用以及什么衡量方式是有用的。盡管現有研究多從股東或投資者的角度對企業會計信息質量進行評價， 但不能以會計信息對股東的有用性來替代會計信息對其他會計信息使用者的有用性（王竹泉，2008）， 這種局限定位容易導致會計信息核心內容的偏離（王竹泉等，2021）， 而且對于會計信息影響投資者行為的過程并沒有可獲取的信息， 也無從觀察投資者的行為變化。因此， 本文圍繞國際會計準則對相關性的定義， 對公司層面的預測價值、 反饋價值和相關性進行直接測定。考慮到分析師在信息解讀與傳遞中的重要作用（吳武清和萬嘉澄，2018）， 本方法根據國際會計準則概念框架和已公布的財報信息， 以分析師作為投資者的代表， 構建相關性所涵蓋的預測價值與反饋價值兩個子維度指標， 通過剖析不斷更新的會計信息在分析師預測中的影響來測定會計信息相關性。

（二） 忠實表達與可驗證性

FASB（2010）概念框架對忠實表達的定義為“如實地反映經濟現象的本質”， 并將“忠實表達”取代了“可靠性”， 與相關性一起作為會計信息質量的兩大基本特征， 與可驗證性一起詮釋會計信息可靠性， 其中FASB（2010）對可驗證性的定義為“具備不同知識和獨立的觀察者可以達成共識， 但不要求完全一致”。

現有研究主要以盈余管理作為可靠性的衡量指標， 盈余管理程度越高則可靠性越低。大多數學者采用修正的Jones模型（Dechow等，1995）將可操縱性盈余作為可靠性的代理變量， 該模型利用企業歷史財務數據估計企業非操縱性應計利潤， 將其與總量比較得出操縱部分。本文認為， 以盈余管理作為可靠性的衡量指標在一定程度上缺乏嚴謹性： 首先， 二者在概念上存在較大差別， 可靠性追求公司各方面會計信息的真實性， 而盈余管理旨在分離出管理層在盈余中的操縱部分， 二者在指標概念和衡量范圍上的差異較大； 其次， 二者的衡量邏輯不同， 修正的Jones模型假定以行業中位數為標準、 僅通過個別歷史項目來計算所有公司的盈余管理程度， 忽略了無形資產和其他長期資產對非操縱性應計利潤的影響（孫光國和楊金鳳，2012）， 同時容易存在模型設定偏誤進而影響數據真實性（靳庭良和郭建軍，2004；Clarke，2005）。因此， 本文圍繞國際會計準則對忠實表達與可驗證性的定義， 以公司披露的所有會計信息為對象， 分類提取80項歷史成本和62項專業判斷科目， 綜合測定公司披露的所有會計信息忠實表達比重， 并根據公司業務量的大小， 在與行業共識進行比較的基礎上， 測定公司會計信息中包含的所有會計估計、 會計選擇和專業判斷的偏離度， 以此作為可驗證性指標。

除盈余管理外， 還有學者對可靠性進行了如下測定。王波和胡海邊（2008）選取了制造業七項會計指標， 運用層級分析法確定各指標權重和得分， 得分越高則可靠性越高， 但這種針對某一特定行業計算出的指標， 適用范圍有限且難以推廣（孫光國和楊金鳳，2012）。劉建勇和朱學義（2008）以上市公司在年報披露之后有無對年報的補充或更正公告為標準， 來判斷財務報告可靠與否。何威風和劉啟亮（2010）認為財務重述行為是管理層操縱會計信息的主要手段。還有研究以會計重大差錯（Davidson等，2015）、 深交所對深市公司會計信息披露質量的考核等級（高鳳蓮和王志強，2015）作為信息披露質量的代理變量。Ijiri和Jaedicke（1966）從真實性角度出發， 多次獨立計量得到數據的離散程度來衡量財報可靠性， 認為多人對同一經濟事項進行度量得出的結果越相近則信息可靠性就越高， 但實務操作難度較大。Richardson等（2005）對資產負債表中的應計項目進行系統分類， 對每個類別的應計項目的相對可靠性進行定性評估， 對分類應計項目和盈余業績進行回歸， 以回歸系數度量應計項目可靠性， 系數越小則可靠性越強， 本文在該研究的基礎上結合國際準則進一步完善可靠性指標。

（三） 可比性

FASB（2010）概念框架對可比性的定義為“能使用戶識別和理解科目之間的相似點和不同點的質量特征”， 并將可比性分為橫向和縱向可比， 其中橫向可比是指不同主體提供的會計信息在同一時期可比， 縱向可比是指同一主體提供的會計信息在不同時期可比。

以往文獻主要基于會計準則協調角度（Fontes等，2005）和會計方法協調角度（胡志勇，2008）來衡量會計信息可比性， 而De Franco等（2011）基于市場與會計信息系統之間的關系構建了盈余收益回歸模型， 將相同經濟業務代入兩個公司的會計系統， 形成預期會計盈余的差異來衡量公司間的會計信息可比性， 開創了從公司層面測定可比性的先河。該方法體現了財務報表各項目勾稽關系的系統差異， 是對不同公司會計科目之間關系可比程度的衡量， 也是對公司會計系統輸出結果是否可比的衡量。然而， 該回歸模型研究的是會計信息和股票價格的關系， 從一定意義上來說考察的是對使用者決策有用信息的相關性， 因此其實質不是對可比性的測定， 而是相關性的另一種表現形式。考慮到我國企業商業模式和經營過程多樣、 會計政策和會計估計可選擇性較高， 研究會計系統輸出財務報表前的信息生成過程是否可比也很有必要。因此， 本文在De Franco等（2011）研究的基礎上， 以杜邦分析體系為依托， 將直接測定與間接測定方法相結合， 分別從公司會計政策選擇情況和財務指標入手， 對以往研究角度進行延伸， 將“橫向可比+縱向可比”納入“過程可比”， 將產出的報表納入“結果可比”， 即通過對“過程可比+結果可比”的測定， 更全面地描述會計信息從形成到產出的可比性。

（四） 及時性

FASB（2010）概念框架對及時性的定義為“向決策者提供的信息要在該信息失去對決策者決策的影響力之前”， 即信息在仍具備決策有用性時被提供給決策者， 該定義強調及時性對決策者具有影響力。

囿于無法對及時性進行直接測定， 學術界從及時性角度對會計信息質量的研究較少。股票價格對財務報告信息做出何種反應為研究及時性提供了新思路， 根據Fama（1970）的有效市場理論， 股價是決策者基于已有信息對公司預期業績的反應， 能充當公司過去、 當前經營業績和未來預期回報之間的橋梁。當市場上出現公司新信息后， 投資者會根據接收到的新信息調整對公司業績的預期， 導致公司股價變化， 即投資者接收的信息影響了股價， 股價是投資者的決策結果。學者們已經證明了股價能夠引導盈余（Beaver等，1980）， 當前股價所包含的信息能幫助投資者預測未來盈余。Fama（1970）的有效市場理論也表明， 有關消息的預測只有伴隨著可證實的遠期報告公布才具有信息含量， 由此推斷現在的盈余可以驗證過去股價的預測準確度。已有文獻采用年報披露時滯衡量會計信息及時性（王雄元等，2008；王加燦，2015）， 以探討及時性影響因素， 從披露行為來研究會計信息及時性。然而， 會計信息質量與披露質量是兩個概念， 信息的及時性不能直接與信息披露的及時性等同， 并且披露行為強調的是信息提供者行為， 而從FASB（2010）概念框架對及時性的闡述可以看出， 與及時性相關的主體除了信息提供者， 更應該考慮將信息用于決策的投資者， 而現有研究對及時性這一維度的刻畫并不全面。

基于FASB（2010）概念框架對及時性的界定， 本文認為及時性具有兩個層面的內涵： 第一， 該信息能夠影響投資者決策， 即該信息是決策相關的； 第二， 該信息在決策相關的基礎上被及時傳遞給投資者， 即有用的信息在失去效用之前發揮了有用性， 投資者利用該信息改變或驗證了投資決策。本文在分析師預測環節測量出相關性， 在財報使用環節測量出忠實表達、 可驗證性和可比性之后， 在信息最終傳達至資本市場并通過股價表現出投資者決策結果時對及時性進行測定。由于及時性是決策有用信息及時提供給投資者并影響投資者決策的特性， 而股票價格和會計盈余擬合優度變化的增量既代表了會計盈余對股票價格的驗證度， 也代表了決策有用增量信息， 這正是及時性兩層內涵的集中體現。因此， 本文從股價角度， 利用估值模型計算時間差和信息差來衡量會計信息對投資者的及時性。

三、 會計信息質量： 邏輯

2014年， 財政部修訂了《企業會計準則——基本準則》； 2018年， 國際會計準則理事會發布公告《會計信息質量特征》。其中， 忠實表達代替可靠性， 與相關性并列成為基礎質量特征， 可靠性中可驗證性則成為輔助質量特征之一， 如圖1所示。本文會計信息質量指標體系由會計信息質量指數、 相關性、 忠實表達、 可比性、 可驗證性和及時性等體系性指標構成。

本文對會計信息質量的界定， 直接依據《企業會計準則——基本準則》（2014）和國際會計準則理事會發布的《會計信息質量特征》（2018）， 具體測定方法為相關國家發明專利授權（忠實表達和可驗證性中國發明專利號：4405342；及時性中國發明專利號：4671525）。測定指標為會計信息的相關性、 忠實表達、 可比性、 可驗證性（原可靠性已分拆為忠實表達和可驗證性）和及時性等五個維度， 系統地涵蓋了從證券分析師至公司季報、 中報、 業績預告、 年度財務報告， 再至公司股價的全過程。

（一） 會計信息質量指數

本文對會計信息質量指標的測定為一個循環， 并閉環形成體系。本文在報表披露新會計信息之前， 即分析師盈余預測環節通過衡量預測價值和反饋價值測定相關性， 在報表使用過程測定忠實表達、 可驗證性和可比性， 當信息傳達至資本市場時測定及時性。會計信息質量指數由相關性、 忠實表達、 可比性、 可驗證性和及時性五個指標構成， 形成會計信息質量體系， 綜合反映公司會計信息質量， 取值介于0 ～ 1之間。

當評價對象擁有多個不同角度的評分數據時， 進行綜合評價的難度較高， 個案排秩法對每個序列的數據進行排秩處理后得到綜合評價指標， 能夠有效避免簡單算術平均或加權平均的權重主觀性， 增加綜合評價指標的客觀性。如表2所示， 本文使用個案加法排秩計算會計信息質量指數， 數值越大表明公司會計信息整體質量越高。本文以一家公司為例， 首先對相關性、 忠實表達、 可驗證性、 及時性和可比性指標分別從小到大進行排秩， 得到每一家公司在質量指標序列里的位置（rank）， 將同一指標序列中的最小值rank賦值為1， 生成每個數據在所在指標內的排秩， 指標數值越小則rank值越小， 形成5列排秩數據（rank1～rank5）。由于此處共有35個指標數據（5個指標×7年×1家公司）， 對同一企業同一年的5個排秩數據進行求和除以35后， 得到該公司每年的會計信息質量指數（Score）。然后將以上方法拓展至整個面板數據， 得到整體的會計信息質量指數， 即Scoreit=sum（rankit1∶rankit5）/（5×7×公司數）。其中： rankit1 ～ 5分別表示i公司t年的相關性、 忠實表達、 可驗證性、 及時性和可比性指標在該質量指標序列里的位置； Scoreit表示i公司t年在對當年5個指標排秩后得到的會計信息質量指數。

（二） 相關性

作為會計信息基礎質量要求， 相關性要求會計信息能夠影響信息使用者決策， 預測價值和反饋價值是會計信息相關性的兩大影響因素。然而， 會計信息究竟是如何影響投資者行為的， 尚未有公開披露和可獲取的信息進行驗證， 也無從觀察投資者的行為變化。由于在資本市場中分析師扮演著幫助信息使用者獲取企業信息的重要中介角色， 本指標重點關注公司公開披露會計信息（含季度報告）對證券分析師預測公司未來三年業績的實時影響（對擬IPO公司而言，智能系統可以模擬公司上市后季度業績披露時證券分析師的預測）。

根據FASB的相關定義， 若信息使用者在預測未來經營成果的過程中利用了會計信息， 那么信息就具有預測價值， 該指標可以理解為分析師根據公司已公布的所有歷史信息對未來各期間的經營成果進行預測， 若公司累計已公布的所有會計信息對分析師的各期預測數影響較大， 則說明該信息具有較高的預測價值。因此， 本文基于公司已披露會計信息（含季度報告）對證券分析師預測公司未來三年業績的影響程度來衡量預測價值， 其取值介于0 ～ 1之間。數值越大， 意味著已披露會計信息對公司未來三年業績預測變動額的影響越大， 進而對股價的影響越大； 數值越小， 意味著公司已披露會計信息（含季度）對公司未來三年業績預測變動額的影響越小， 進而對公司股價的影響越小。

根據FASB的相關定義， 若會計信息幫助信息使用者對其以往做出的評估和判斷進行證實、 調整或更正， 那么信息就具有反饋價值， 該指標可以理解為分析師在對公司未來經營成果預測的過程中根據公司新公布的信息不斷對其預測數進行調整， 若公司新公布的會計信息對分析師的預測調整幅度影響較大， 則說明該信息具有較高的反饋價值。因此， 本文基于公司新披露會計信息（含季度報告）對證券分析師預測公司未來三年業績的影響程度來衡量反饋價值， 其取值介于0 ～ 1之間。數值越大， 意味著公司新披露會計信息對公司未來三年業績預測變動額的影響越大， 進而對股價的影響越大； 數值越小， 意味著公司新披露會計信息（含季度）對公司未來三年業績預測變動額的影響越小， 進而對公司股價的影響越小。

出于客觀性考慮， 同時也為了避免因主觀賦權帶來的差異， 本文將預測價值與反饋價值的算術平均數作為相關性指標， 相關性取值介于0 ～ 1之間。數值越大， 意味著公司會計信息對證券分析師預測影響越大， 進而對股價影響越大； 數值越小， 意味著公司的會計信息披露（含季度）對證券分析師預測影響越小， 進而對公司股價影響越小。

（三） 忠實表達

作為會計信息第二大基礎質量要求， 忠實表達要求公司披露的會計信息須忠實反映經濟現象的實質。在現行會計準則下， 管理層在會計政策選擇和會計信息處理過程中自由裁量權較大， 當在會計操作過程中面臨較大的驗證難度和較高的成本時， 具備不同道德和專業水平的管理層會對客觀事實進行主觀描述， 使得公司所披露會計信息的期末余額（除貨幣資金外）受專業判斷影響較大， 易導致誤導性陳述、 重大遺漏、 披露不實、 會計處理不當等會計信息質量問題。因此， 本指標重點關注公司公開披露所有會計信息項目余額的整體合理性， 對客觀判斷與主觀判斷的合理部分進行測定。本文設計的忠實表達指標涵蓋了公司披露的所有會計信息， 在區分期初余額和期末余額、 歷史成本（80項）與專業判斷（所有會計估計、 會計選擇和判斷， 共62項）、 業務量大小的基礎上， 綜合測定了公司披露的所有會計信息忠實表達比重， 其指標取值介于0 ～ 1之間。數值越大， 意味著公司會計信息的整體合理性越強； 數值越小， 意味著公司會計信息的整體合理性越弱。

（四） 可驗證性

可驗證性有助于不同的信息使用者達成共識（而非完全一致）。如前文忠實表達部分所述， 在現行會計準則下， 公司所披露會計信息的期末余額（除貨幣資金外）均受到專業判斷的極大影響， 因此本指標重點關注公司公開披露所有會計信息涉及所有專業判斷、 會計估計和會計選擇的整體合理性。可驗證性指標涵蓋了公司會計信息中包含的所有會計估計、 會計選擇和判斷， 依據業務量的大小， 在與行業共識進行比較的基礎上， 綜合測定了公司專業判斷、 會計估計和會計選擇的偏離度， 該指標取值介于0～1之間。數值越大， 意味著公司會計信息中所含專業判斷的合理性越強； 數值越小， 意味著公司會計信息中所含專業判斷的合理性越弱。

（五） 可比性

FASB對會計信息可比性強調“相同的交易或事項在財務信息中的表現應當具有相似性”?？杀刃阅軒椭攧請蟊硎褂谜咦R別和理解不同經濟業務的相似性與差異性。對于相同行業內的不同公司， 信息使用者需要了解不同公司各種經濟業務之間的異同， 而不同公司對同一經濟業務可自由合理選擇適用的會計政策， 因此本文著眼于會計政策選擇來衡量公司間經濟業務的可比性（橫向可比）。對于同一公司不同期間的會計信息， FASB要求同一會計主體在一定期間內的會計操作需保持相對穩定， 以便于信息使用者縱向比較公司信息來輔助決策， 因此本文著眼于會計政策變更來衡量同一公司的會計信息可比性（縱向可比）。

公司選擇的會計政策通過自身構建的會計結構框架和體系產出財務報表， 而投資者（股東）最關心的通常是企業的ROA和ROE指標。其中， ROA涉及資產負債表中的總資產和利潤表中的凈利潤， 由于需要使用到會計科目金額， 從該角度比較會計信息需先使用總資產和營業收入對會計科目金額進行標準化， 代入各公司會計數據得到預測總資產和預測凈利潤， 比較實際與預測數據得到總資產差異和凈利潤差異， 以衡量公司財務報表各項目之間比重的差異（結構可比）。ROE來自杜邦財務分析體系， 能夠反映公司財務狀況和經營成果， 在一定程度上代表著企業的財務信息特征， 是企業會計系統的替代。因此本文基于杜邦分析體系， 選取與ROE有關的財務指標作為公司會計系統， 衡量公司實際報表與虛擬報表的勾稽關系差異（關系可比）。

本指標重點關注公司公開披露所有會計政策選擇、 會計政策變更、 會計報表結構和會計報表項目勾稽關系的水平， 過程可比性和結果可比性兩個維度下的四個指標構成了公司會計系統的映射， 各指標維度如表3所示。出于客觀性考慮， 同時也為了避免因主觀賦權帶來的差異， 本文將四個維度的可比性進行算術平均得到可比性指標， 可比性取值范圍介于0 ～ 1之間。數值越大， 意味著公司會計信息可比性越強； 數值越小， 意味著公司會計信息可比性越弱。

（六） 及時性

及時性要求在會計信息失去決策作用之前將其提供給信息使用者。本文認為及時性體現在當信息使用者及時接收到信息時所做出的決策變化程度上， 具體表現為資本市場股價變化， 因此本文在及時性測定中將信息使用者界定為投資者。在確定公司過去三年（十二個季度）業績對公司股價影響的基礎上， 本指標重點關注公司最近一年（四個季度）會計業績對投資者決策或股價的所有影響， 即考察公司過去三年和過去兩年的信息對股價影響的差異。及時性指標取值介于-1～1之間。數值越大， 意味著當期公司會計信息對投資者決策或股價的影響越大； 數值越小， 意味著當期公司會計信息對投資者決策或股價的影響越小。

四、 會計信息質量： 測定

（一） 會計信息質量指數

為了避免算術平均由于未考慮各指標特點易導致較大誤差、 加權平均所使用的權重主觀性較大等問題， 本文選擇個案加法排秩來計算會計信息質量指數。在避免異常值干擾的同時， 使用秩次對會計信息質量進行計算， 通過對相關性、 忠實表達、 可驗證性、 及時性和可比性指標分別從小到大進行排秩， 得到每一家公司在質量指標序列里的位置。通過對五個指標的排序求和得到會計信息質量指數， 綜合反映公司會計信息質量。

（二） 相關性

相關性包括預測價值（PV）與反饋價值（CV）兩個維度， 預測價值是指市場主體利用現有信息對未來進行預測， 反饋價值則體現了根據新會計信息對現有預測進行的調整。考慮到分析師在信息解讀與傳遞中的重要作用（吳武清和萬嘉澄，2018）， 本方法通過剖析不斷更新的會計信息在分析師預測中的影響來測定會計信息相關性， 并以同一時期內所有分析師盈利預測均值作為預測值的衡量指標。

指標計算思路如圖2所示， 針對同一個預測對象， 當新信息公布時， 分析師會對上期預測進行調整形成新預測， 上期預測數反映了新信息的預測價值， 而調整值則反映了反饋價值。預測價值可表現為累計的上期預測數與當年實際數（EPSit）間的關系， 兩者越接近， 預測價值越高。反饋價值可表現為單次預測調整絕對值、 當年EPS與上期預測數差異絕對值兩個數列累計數之間的關系， 兩者越接近反饋價值越高。一個完整的預測數據集中共包含11個上期預測數， 每個上期預測數都是初次預測值加上當期已累積的調整值， 在計算累計的上期預測數時， 共有11個xi1、 10個xi2， 以此類推， 設每個調整值出現的次數為wn（n=1，2，…，11）， 完整的數據集應有11個觀測值。本文定義公司i在第t年會計信息的預測價值與反饋價值如式（1）和式（2）所示， 計算結果大于1則將其取倒數， 因此其值越接近1說明兩類價值越高。

預測價值=［（11×|初次預測值|+11×|調整值1|+10×|調整值2|+…+1×|調整值11|）/11］/|當年實際EPS| （1）

反饋價值=∑|單次預測調整值|/∑|當年實際EPS-單次預測數| （2）

分析師每次預測的調整幅度與預測誤差絕對值間的相關關系體現了相關性的本質， 即會計信息與以分析師為代表的市場參與者進行決策的過程間具有多大的相關程度。分析師在獲取新的財務信息后會做出新的預測， 因此可以說分析師預測的修正或調整過程反映了會計信息對市場參與者的影響。分析師每一次對預測進行調整都是為了提高盈余預測的準確性， 那么分析師每一次預測的調整值、 實際EPS與分析師預測數的差異值這兩者之間的相關關系就體現了相關性的本質特征， 即會計信息與分析師不斷向實際EPS趨近的過程之間具有多大的相關程度。由此， 構建相關性指標如式（3）所示：

相關性=||單次預測調整值|與|當年實際EPS-單次預測數|的相關系數| （3）

本文以某公司5年數據為例， 對相關性指標計算過程進行說明。表4列示了某公司財報中的EPS數據， 其中S1 ～ S3為季報數據， S4為年報數據。以2019年第一季度（S1）為例， 分析師預測2019 ～ 2021年三年EPS； 同理， 當2019年半年報財報（S2）發布后， 分析師仍預測2019 ～ 2021年三年EPS。但由于分析師的信息集中增加了2019年第二季度的盈余信息， 分析師的預測數據也會隨之調整。當年報公布時， 分析師預測年度向后推一年（變為2020 ～ 2022年）。

具體計算過程如表5所示， 該公司2021年實際EPS為1.67， 即EPSit為1.67。從2018年第四季度到2021年第三季度， 該公司共有12個分析師預測值fin、 11個預測調整值xin， 同時有11個預測誤差值yin。xin與yin這兩組數值相關系數的絕對值為0.54， 因此：

PV= =（11×2.70+11×0.07+10×0.01+9×0.26+8×1.24+7×0.72+6×0.50+5×0.22+4×0.59+3×0.75+2×0.40+1×0.41）×[111]×[11.67] = 3.15

計算結果大于1則取倒數， 對3.15求倒數得到該公司期間預測價值為0.32。

根據式（2）得出反饋價值如下：

CV=[n=111xinn=111yin]=（0.07+0.01+0.26+1.24+0.72+0.50+0.22+0.59+0.75+0.40+0.41）/（1.10+1.11+1.37+0.13+0.85+0.35+0.57+0.02+0.73+0.33+0.08） = 0.78

（三） 忠實表達

FASB以忠實表達替代可靠性， 忠實表達由此成為會計信息決策有用性的基礎質量特征之一。可靠性和忠實表達的共同點都是立足于會計信息的計量屬性， 要求會計核算的過程和結果均貼近真實經濟現象， 由可靠性替換成忠實表達則意味著信息披露范圍更廣、 信息透明度要求更高、 可靠性的實質更加凸顯（董盈厚和侯鐵建，2011）。考慮到FASB財務概念公告和我國會計準則仍將可靠性作為主要質量特征及受眾使用習慣， 本文在構建忠實表達衡量指標的基礎上， 進一步測定會計信息可靠性。

如圖3所示， 本方法首先對資產負債表和利潤表項目進行定性分類。其次， 在隨時間變動的歷史成本類項目和待驗證類項目中按行業共識篩選出可靠部分， 與不隨時間變動的歷史成本類項目一起用于衡量會計信息的忠實表達程度。由于歷史成本計量部分源于買賣雙方實際交易的價格， 且隨著時間更新， 歷史成本不重新反映資產或負債的價值， 也不包含高管專業判斷， 從而能更加忠實地反映公司的經營業績。再次， 分別計算歷史成本類項目占比和待驗證類項目合理部分占比。由于待驗證類項目涉及估計、 判斷和選擇， 將這一類項目占比乘以行業中位數作為最終待驗證合理部分比例。最后， 將歷史成本占比和待驗證項目合理部分占比加總， 確定公司會計信息的忠實表達程度。如式（4）所示， 忠實表達為公司i第t年資產負債表和利潤表兩大報表的歷史成本類項目占比與待驗證類項目中合理部分占比之和， 其中資產負債表項目的行業占比為經總資產標準化后的百分比， 利潤表項目的行業占比為經總營業收入標準化后的百分比， 減值折舊類項目的行業占比是經原值標準化后的占比。

忠實表達=歷史成本項目占比+待驗證項目合理部分占比=|歷史成本單個項目賬面價值|/（|歷史成本單個項目原值|+|待驗證單個項目賬面價值|）+∑（|待驗證單個項目賬面價值|×|占比行業中位數|）/（∑|歷史成本單個項目原值|+∑|待驗證單個項目賬面價值|） （4）

（四） 可驗證性

可驗證性作為輔助質量特征之一， 是管理層專業判斷水平的反映， 對會計信息的忠實表達程度有重要影響， 本文通過測定管理層專業水平與行業共識的差異來衡量可驗證性?？沈炞C性單獨使用歐氏距離進行測度， 如圖3所示， 公司i第t年會計信息的可驗證性是公司i第t年資產負債表和利潤表待驗證類項目按照下述方法求得占比后， 與行業內樣本公司待驗證類各項指標中位數作為基準計算出的歐氏距離， 即： 可驗證性=各項目占比的歐氏距離。其中， 各項目占比通過式（5）計算得到。

各項目占比=待驗證單個項目賬面價值/（∑|歷史成本單個項目原值|+∑|待驗證單個項目賬面價值|） （5）

考慮到FASB財務會計概念公告和我國會計準則仍將可靠性作為主要質量特征及受眾使用情況， 作為首要質量特征之一的可靠性進一步被分解為忠實表達和可驗證性。本文在構建忠實表達和可驗證性衡量指標的基礎上， 進一步測定可靠性， 將其定義為忠實表達和可驗證性的算術平均， 如式（6）所示。

可靠性=（忠實表達+可驗證性）/2 （6）

（五） 可比性

可比性內涵要求相同的交易或事項在財務信息中的表現應具有相似性， 或者會計信息在不同公司間可比、 同一公司不同時間可比?？紤]到杜邦財務分析體系指標能夠反映公司經營成果并代表企業財務信息特征， 本文從會計信息生產過程可比和生產結果可比兩個維度對可比性進行測定。

1. 過程可比性。本文根據國際會計準則和中國證監會頒布的財務報告規定， 過程可比性將年度財務報表涉及的會計政策二級分類細分成735項， 其權重按公司年度報告一級分類影響金額動態確定。根據我國企業會計準則， 每一事項的會計政策選擇包括定義、 概念、 確認條件、 計量方法、 期末減值等一級分類， 以及更明細的二級分類， 如發出存貨所采用的加權平均法和先進先出法等。

如圖4所示， 橫向可比性測定同行業不同公司實際系統與虛擬系統的綜合差異， 設公司i和公司j為同行業的兩家公司， 該行業共n家公司。wikt為公司i在第t年會計方法k的權重， 公司在所有經濟業務上的會計方法選擇共m種。sijkt為公司i和公司j在第t年會計方法k上的會計方法可比性， 當公司i和公司j均采用或均不采用某一會計方法時， 取值為1； 當僅公司i或僅公司j采用某一會計方法時， 取值為0。因此， 公司i對于公司j的橫向可比性用qijt表示， 公司i對于同行業其他公司橫向可比性用Compacwhit表示。

縱向可比性測定同一公司不同會計期間會計政策或方法的相似性或前后期一致性， wikt為公司i在第t年會計方法k的權重， 公司在所有經濟業務上會計方法選擇共m種。pikt為公司i在第t年會計方法k上的會計方法可比性， 當公司i在第t年和第t-1年均采用或均不采用某一會計方法時， pikt取值為1； 當公司i在第t年和第t-1年采用不同方法時， pikt取值為0。公司i在第t年和第t-1年的縱向可比性用Compacwvit表示。

2. 結果可比性。結果可比性指財務報表中會計信息的可比性， 包括結構可比性（報表各項目比重的相似性）與關系可比性（報表各項目之間勾稽關系的相似性）。如圖5所示： 首先， 將資產負債表和利潤表中數據分別用總資產、 營業收入進行標準化， 得到結構化財務報表； 其次， 將同行業其他公司總資產和營業收入代入本公司結構化系統中， 求得其會計信息在本公司會計系統中的預測數據； 然后， 根據預測數據計算差額的絕對值， 將差額的絕對值累加除以同行業除本公司外的公司數得出平均差額； 最后， 根據平均差額算出凈利潤差異和總資產差異， 兩者相除進而得到公司ROA值——度量公司與同行業其他公司的差異度， 即公司會計信息結構可比性， 第t年公司i的結構可比性以Compacsit表示。

本文基于四因素杜邦體系拓展的八因子（凈資產收益率、 營業成本率、 銷售費用率、 管理費用率、 固定資產周轉率、 其他費用率、 資產周轉率、 產權比率）模型測定關系可比性。首先， 選取第t年季度報表八個財務指標， 回歸得出系數構建公司i會計信息系統， 假定經濟業務相同， 借鑒De Franco等（2011）的替代方法， 分別采用各公司會計系統來計算其預期凈資產收益率。然后， 根據公司i會計信息系統和行業其他公司會計信息系統， 比較兩者之間的差異， 兩者之差即表示在相同的經濟業務下兩個公司所生成的預期凈資產收益率的差異程度， 而會計信息可比性即為這種差異的絕對值， 兩公司的可比性定義為公司i和公司j會計系統下預期凈資產收益率E（ROE）ijt之間平均絕對差的相反數， 記為CompAcctijt。最后， 關于公司i的年度公司層面的會計信息可比性的度量， 本文根據袁知柱和吳粒（2015）提到的方法， 選取同行業內信息可比性最高的4家公司可比性的均值作為公司年度會計信息可比性的值， 記為Compacrit。

出于客觀性考慮， 同時也為了避免因主觀賦權帶來的差異， 本文以上市公司當年橫向可比性、 縱向可比性、 結構可比性和關系可比性四個維度測定值的均值衡量可比性， 如式（7）所示。

可比性=（橫向可比+縱向可比+結構可比+關系可比）/4 （7）

（六） 及時性

IASB在2018年頒布的財務報告概念框架中將及時性定義為“決策者能及時獲得影響他們決策的相關信息”， FASB將及時性定義為“向決策者提供的信息要在該信息失去影響決策者決策之前”。兩大會計準則委員會對及時性這一質量特征的定義都在強調會計信息應是決策有用的， 而及時性這一特征對投資者決策具有提升性影響。

如圖6所示， 會計信息的及時性是實際會計信息對投資者預期會計信息的驗證能力， 這種驗證能力可以用每股盈余與股票回報率之間相關系數的增量來表征。通過每股盈余序列數據和個股超額收益率序列數據， 構建序列間相關系數CORR的增量來解析驗證程度。本文首先構建兩組時間序列， 第一組為以各季度實際季度EPS和滯后三年的4月股價構建平減后季度實際每股盈余序列數據 ， 第二組為以各年3、 6、 9、 12月考慮現金紅利再投資的月個股票回報率和考慮現金紅利再投資的綜合月市場回報率（流通市值加權平均法）構建股票回報率序列數據Ri，t-Rm，t。然后， 將t-2、 t-1和t年季度EPS平減后實際 與滯后兩年即t-4、 t-3年季度股票回報率（Ri，t-2-Rm，t-2）兩個序列數據的相關系數（CORR1）， 減去t-2、 t-1和t年季度EPS平減后實際 與滯后三年即t-5、 t-4和t-3年季度股票回報率（Ri，t-3-Rm，t-3）兩個序列數據相關系數（CORR2）的增量， 即會計信息及時性， 記為Timeliness。

（8）

五、 會計信息質量： 驗證

為了驗證上述指標的合理性， 本文按照企業規模、 產權性質、 內部控制水平和被分析師關注度對不同年份的會計信息質量指數進行分析。

（一） 現實驗證

本文以企業當年的年初總資產合計中位數為標準， 將樣本公司分為規模較大和規模較小企業， 如表6所示。由于規模較大企業公眾關注度和聲譽較高， 因虛假信息欺騙投資者等財務違規行為需要付出的成本較高、 懲罰代價較大， 且可能由于規模較大的公司擁有較完善的內部治理機制， 相比規模較小的公司其會計流程更加規范、 具備更成熟的財務框架和更完善的會計系統， 從而規模較大的企業會計信息質量較高。

考慮到國有企業承擔著維護產業安全、 保障國民經濟運行、 維護社會穩定等特定職能， 面臨著更嚴格的監管， 如“黨管干部”原則和健全的黨組織治理（李濤和徐紅，2022）， 且國有企業中的功能類和公益類企業首要目標是保障社會安全和民生穩定， 企業高管所面臨的業績壓力較小， 從而操縱會計信息以粉飾報表的動機相比非國有企業會大大減弱， 進而表現出更高的會計信息質量， 如表7所示。

本文以迪博內部控制水平中位數為標準將樣本公司分為內部控制較好組和內部控制較差組。Ashbaugh等（2008）指出， 企業高質量的內部控制能夠有效降低管理層錯報的概率， 保證財務報表的公允性； 張月玲和周娜（2020）認為， 高質量的內部控制可通過減少代理成本提高企業會計信息披露質量。因此， 與內部控制較差的企業相比， 內部控制較好的企業擁有更高質量的會計信息， 結果如表8所示。

分析師通過收集、 對比、 整理后發布的分析和預測報告向投資者提供公司的私有信息， 對公司盈余進行預測和更新， 增加會計信息的信息含量和有用性， 同時獲得更高的市場關注度， 此時企業提供會計信息具有放大效應， 因為提供高質量會計信息能幫助企業提高聲譽、 帶來溢價， 因此被分析師關注較多的企業會擁有較高的審計質量。表9的結果與現實相符。

（二） 構建指標與現有替代指標相關性分析

對本文構建的會計信息質量指標與當前主要的替代指標進行相關性分析。表10的結果顯示， 會計信息質量與修正瓊斯模型計算的可操控應計利潤（AbsDA）和信息不透明度（Opaque）均呈負相關關系， 說明可操控應計利潤水平越低， 或者信息不透明度越低， 會計信息質量就越高， 與現有文獻結論保持一致； 與初步時滯（InitialLag）呈顯著負相關關系， 即會計信息提供得越及時， 表明會計信息質量越高。

審計作為一項經濟監督活動， 能對公司會計信息進行審查和評價。對公司會計信息和經濟事實進行真實性和合法性的評價， 也是對公司會計信息質量的檢查過程， 本文按照是否“四大”審計與不同審計意見進行分組均值差異檢驗。由表11可知， 與“非四大”審計相比， 由“四大”審計的企業會計信息質量顯著更高， 被出具標準無保留審計意見的企業會計信息質量也顯著高于非標準無保留審計意見企業。

（三） 描述性統計

本文對會計信息質量指標進行描述性統計。如表12所示， 會計信息質量平均值和中位數均為0.508， 標準差為0.146； 相關性、 忠實表達、 可驗證性、 可比性和及時性的均值分別為0.383、 0.772、 0.788、 0.760和-0.008， 各指標最大值和最小值表明我國上市公司會計信息質量水平相差較大， 仍存在會計信息質量較差的公司。

2016 ～ 2022年期間， 我國上市公司會計信息質量總體呈波動上升趨勢， 2019年會計信息質量最低， 僅為0.30， 但在近年有所上升， 2022年達到0.67。其中， 我國上市公司會計信息相關性呈下降趨勢， 2020 ～ 2021年處于較低水平， 與Barth等（2023）發現的盈余相關性有所下降的研究結論相近。我國上市公司會計信息忠實表達基本穩定， 2020 ～ 2021年處于較高水平， 數據集中分布于0.8附近， 表明大部分樣本公司會計信息真實度良好。會計信息可驗證性基本穩定， 2021 ～ 2022年處于較高水平。我國上市公司會計信息可比性呈下降趨勢， 這可能是因為， 受環境變化影響， 我國宏觀經濟環境下的系統風險和企業特定風險變化較大， 影響了各公司的業務運作模式和會計系統效率。然而， 我國上市公司會計信息質量在及時性方面表現較差， 均值和中位數均為負數， 最大值僅為0.415。由圖7可知， 我國上市公司及時性整體均值僅在2020年和2022年表現為正， 這可能是因為我國年報披露存在“前松后緊”現象以及“趕末班車”現象（王加燦，2015）， 導致決策有用增量信息不能被信息使用者及時用于決策。

六、 總結

會計信息質量是影響資本市場運作和經濟社會穩定發展的重要因素之一， 已有對會計信息質量的測度方法一直存在較大爭議， 選擇更恰當的衡量方法， 是值得努力探索的方向。本文基于對會計信息質量特征的理解， 在充分論述會計信息質量指標構建邏輯的基礎上， 從會計準則出發對各公司層面的會計信息質量指標概念進行拆解和直接衡量， 形成了我國上市公司會計信息質量指標體系。

本方法圍繞會計準則和計量屬性， 從會計信息質量的概念出發， 對會計信息質量進行直接測定： 以分析師為信息使用者代表， 結合盈余的預測數及調整數測定會計信息相關性； 通過對報表項目進行計量屬性分類來測定忠實表達及可驗證性； 著眼會計政策選擇和杜邦分析體系來測定過程可比性和結果可比性； 通過對投資者決策有用的增量信息來測定及時性， 形成了一套完整、 全面、 綜合的會計信息質量特征體系。

本文會計信息質量指標的構建理念和方法決定了其更能適用于現實需要。相對于單一、 間接的會計信息質量替代指標， 本文構建的會計信息質量指標回歸到會計準則概念和計量屬性， 通過對財務信息的分類和萃取， 更全面地解釋了會計信息質量的實質屬性。本文構建的會計信息質量指標屬于公司層面， 未來可以進一步將本指標拓展以多方位對會計信息質量進行衡量。

【 數 據 說 明 】

本文所使用的會計信息質量指標數據可在廣州市財政會計學會網站下載，網址為http：//czkj.gzhu.edu.cn/。

【 主 要 參 考 文 獻 】

高鳳蓮，王志強．“董秘”社會資本對信息披露質量的影響研究［ J］．南開管理評論，2015（4）：60 ～ 71．

高穎超，付文博．穩定業務關系、會計信息質量與審計費用［ J］．審計研究，2024（1）：76 ～ 88．

何平林，孫雨龍，寧靜等．高管特質、法治環境與信息披露質量［ J］．中國軟科學，2019（10）：112 ～ 128．

何威風，劉啟亮．我國上市公司高管背景特征與財務重述行為研究［ J］．管理世界，2010（7）：144 ～ 155．

胡玉明．論數字化時代的會計信息質量［ J］．財會月刊，2024（5）：11 ～ 17．

胡志勇．會計政策可比性：測定及其經濟后果［M］．北京：經濟科學出版社，2008．

靳庭良，郭建軍．面板數據模型設定存在的問題及對策分析［ J］．數量經濟技術經濟研究，2004（10）：131 ～ 135．

李清，馬澤漢．會計信息質量指數構建、評價和預警研究［ J］．數理統計與管理，2022（4）：749 ～ 760．

李濤，徐紅．黨組織對分類轉移盈余管理的影響研究——以混合所有制企業為視角［ J］．北京航空航天大學學報（社會科學版），2022（4）：90 ～ 101．

劉建勇，朱學義．信息披露及時性與可靠性關系實證研究［ J］．中南財經政法大學學報，2008（6）：94 ～ 98+144．

劉雪妮，李明輝，葉超．新收入準則是否減少了上市公司的收入管理行為？［ J］．審計與經濟研究，2024（2）：63 ～ 73．

龍小海，劉楊暉，高懷榮．法律責任、審計風格和感知的會計信息可比性［ J］．會計研究，2021（8）：161 ～ 176．

孫光國，楊金鳳．財務報告質量評價研究：文獻回顧、述評與未來展望［ J］．會計研究，2012（3）：31 ～ 38+94．

譚楚月，段宏．審計質量只能替代嗎？——來自實證研究的結論分析［ J］．會計研究，2014（7）：89 ～ 95+97．

王波，胡海邊．會計信息可靠性質量特征的模糊綜合分析［ J］．財會通訊（學術版），2008（11）：56 ～ 59．

王芳，張玉鳳，李穎．會計信息相關性與企業創新［ J］．經濟問題，2022（7）：88 ～ 94．

王化成，程小可，劉雪輝．中國資本市場披露現金流量信息的有用性［ J］．經濟理論與經濟管理，2003（10）：29 ～ 35．

王加燦．上市公司內部控制審計與年報及時性——基于OLS與分位數回歸的證據［ J］．審計與經濟研究，2015（3）：58 ～ 68．

王鵬程，程晶泓．舞弊審計準則的重大修改及我國應對策略研究［ J］．中國注冊會計師，2023（11）：115 ～ 123+3．

王雄元，陳文娜，顧俊．年報及時性的信號效應——基于2004 ～ 2006 A股上市公司年報的實證檢驗［ J］．會計研究，2008（12）：47 ～ 55+94．

王竹泉．會計信息披露的外部性與會計信息質量——基于利益相關者的視角［ J］．當代會計評論，2008（2）：39 ～ 49．

王竹泉，江瑋瀅，宋曉繽等．高質量發展與中國宏觀會計信息質量綜合評價［ J］．會計研究，2021（4）：39 ～ 48．

吳武清，萬嘉澄．分析師跟蹤和盈余管理：基于跟蹤強度新指標的研究［ J］．數理統計與管理，2018（1）：83 ～ 95．

吳祖光，冀珂瑜．證券分析師對會計盈余價值相關性的影響研究［ J］．數理統計與管理，2023（1）：175 ～ 190．

武鵬，楊科，蔣峻松等．企業ESG表現會影響盈余價值相關性嗎？［ J］．財經研究，2023（6）：137 ～ 152+169．

袁知柱，吳粒．會計信息可比性與企業應計及真實盈余管理行為選擇［ J］．中國會計評論，2015（4）：453 ～ 486．

張焰朝，孫光國，袁月．會計信息可比性能抑制企業債務違約風險嗎？［ J］．中央財經大學學報，2022（7）：48 ～ 60．

Ashbaugh S. H.，Collins D. W.， Kinney Jr. W. R.， et al.. The effect of SOX internal control deficiencies and their remediation on accrual quality［ J］．The Accounting Review，2008（1）：217 ～ 250．

Barth M. E.， Ken Li， Charles G. McClure. Evolution in value relevance of accounting information［ J］． The Accounting Review，2023（1）：1 ～ 28．

Beaver W.， Richard L.， Dale M.. The information content of security prices［ J］． Journal of Accounting and Economics，1980（1）：3 ～ 28．

Clarke Kevin A.. The phantom menace： Omitted variable bias in econometric research［ J］． Conflict Management and Peace Science，2005（4）：341 ～ 352．

Davidson R.， Dey A.， Smith A.. Executives'“off-the-job” behavior， corporate culture， and financial reporting risk［ J］． Journal of Financial Economics，2015（1）：5 ～ 28．

De Franco G.， Kothari S. P.， Verdi R. S.. The benefits of financial statement comparability［ J］． Journal of Accounting Research，2011（4）：895 ～ 931．

Dechow P. M.， Sloan R. G.， Sweeney A. P.. Detecting earnings management［ J］． Accounting Review，1995（2）：193 ～ 225．

Defond M.， Zhang J.. A review of archival auditing research［ J］． Journal of Accounting & Economics，2014（2-3）：275 ～ 326．

Fama E. F.. Efficient capital markets［ J］． Journal of Finance，1970（2）：383 ～ 417.

Fontes A.， Rodrigues L.， Craig R.. Measuring convergence of national accounting standards with international financial reporting standards［ J］． Accounting Forum，2005（4）：415 ～ 436．

Richardson S. A.， Sloan R. G.， Soliman M. T.， et al.. Accrual reliability， earnings persistence and stock prices［ J］． Journal of Accounting & Economics，2005（3）：437 ～ 485．