会计信息质量体系：基于会计准则的直接测定

【摘要】基于对会计信息质量不同维度的不同解读， 会计信息质量研究已取得了丰硕成果。尽管会计信息质量特征在会计准则中均有明确的界定， 对会计信息质量的理论研究却极少从会计准则对会计信息质量特征的定义或要求的视角展开。本文以国际会计准则对会计信息质量特征的界定为基础， 围绕会计准则和计量属性对会计信息质量进行直接测定， 以综合评价上市公司会计信息质量。具体而言： 本文以证券分析师为信息使用者代表， 结合盈余的预测数及调整数测定会计信息相关性； 通过对报表项目进行计量属性分类来测定忠实表达及可验证性； 着眼会计政策选择和杜邦分析体系来测定过程可比性和结果可比性； 通过对投资者决策有用的增量信息来测定及时性。本研究形成了一套完整、 全面、 综合的会计信息质量特征体系， 可为进一步综合、 客观评价我国上市公司会计信息质量及相关指标的研究提供参考和指导。

【关键词】会计信息质量；相关性；忠实表达；可验证性；可比性；及时性

【中图分类号】 F275 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2024）17-0062-12

一、 引言

近年来， 我国上市公司重大财务舞弊事件频发（王鹏程和程晶泓，2023）， 会计信息质量的重要性受到广泛重视。2024年4月， 国务院印发了《关于加强监管防范风险推动资本市场高质量发展的若干意见》， 象征着时隔10年我国资本市场再次迎来“国九条”。关于信息质量， 中国证监会在介绍与“国九条”相配套的政策制度时指出： “要求上市证券公司立足于行业功能定位和风险特征， 提高信息披露的针对性和有效性， 及时披露净资本和流动性等相关核心风控指标和财务运营状况， 确保公司运作更加透明， 财务报表更加规范， 市场约束更加有效。”会计信息作为反映企业价值和提供决策支撑的重要窗口， 能够影响或决定与企业相关的所有人的利益， 重要性不言而喻， 也导致会计信息不仅是会计人员通过会计系统执行会计准则的结果， 还是社会各方利益博弈的产物（胡玉明，2024）， 因此对会计信息质量进行评价就显得尤为重要。现实中， 企业造假事件层出不穷， 会计信息质量问题主要体现在虚构利润、 虚假记载或误导性陈述、 重大遗漏、 披露不实和会计处理不当等方面。已有研究发现， 高质量会计信息能降低企业违约风险（张焰朝等，2022）、 促进企业创新（王芳等，2022）、 降低审计费用（高颖超和付文博，2024）， 可见保持高质量会计信息非常重要。

由于会计信息质量难以被直接观察和量化， 学术界对会计信息质量评价的研究一直存在分歧。现有研究多是通过替代指标对会计信息质量进行间接衡量， 如以价值相关性衡量相关性（武鹏等，2023）、 以可操纵盈余衡量可靠性（何平林等，2019）、 以披露时间衡量及时性（王加灿，2015）、 以应计盈余相似程度衡量可比性（龙小海等，2021）， 尽管替代指标可用于解决数据获取困难、 变量定义模糊或理论模型复杂等问题， 但这种替代也可能引入误差， 甚至改变研究的本质和结论。首先， 不同类别的替代变量反映了会计信息质量的不同维度， 如果改变原始数据的分布和关系， 可能会发现原本不存在的关联或遗漏原本存在的关联， 进而造成同一指标的研究结果不一致（Defond和Zhang，2014）。其次， 外部替代变量多与企业自身特征相关， 或混合其他因素的影响， 这些影响无法剔除， 可能产生原本不存在的关联， 导致替代指标也不一定与会计信息质量有相关关系。另外， 以模型计算的指标衡量会计信息质量容易产生设定偏误问题， 如数据与模型不符、 检验方法误用、 检验效应选择（靳庭良和郭建军，2004）和遗漏变量（Clarke，2005）等基本问题， 进而影响数据真实性。因此， 对会计信息质量的研究应紧紧围绕会计信息自身的属性， 挖掘直接反映会计信息质量的因素（谭楚月和段宏，2014）。大部分学者多以某一单项指标来衡量会计信息质量， 缺乏一致、 全面和系统的评价方法（李清和马泽汉，2022）， 并且以同一标准对不同企业会计信息质量进行测定， 并未实现对不同企业会计信息质量的差异化衡量， 进而影响数据的准确性。尽管已有研究构建了综合的会计信息质量评价指标体系， 但其覆盖面不全， 在评价范围、 特征选取、 指标设计方面都有一定的缺失（王竹泉等，2021）。鉴于此， 本文在已有研究基础上， 紧紧围绕会计准则和计量属性， 从会计准则对会计信息质量特征的界定出发， 直接测定会计信息质量。本文以分析师为信息使用者代表， 结合盈余的预测数及调整数测定会计信息相关性； 通过对报表项目进行计量属性分类来测定忠实表达及可验证性； 着眼会计政策选择和杜邦分析体系来测定过程可比性和结果可比性； 通过对投资者决策有用的增量信息来测定及时性。

本文可能的贡献如下： 第一， 形成了一套完整、 全面、 综合的会计信息质量特征体系及以此特征体系为框架的会计信息质量评价指标体系， 完善了会计信息质量特征的相关理论。相对于目前从不同维度衡量会计信息质量的替代指标， 本文所构建的指标从质量特征概念出发， 回归到会计信息与信息使用者本身的特征， 既考虑到当前会计准则所提出的各项要求， 又通过对财务报表信息的萃取对其进行更直接、 系统的测定， 更全面地揭示了会计信息质量的实质属性， 提出了测算会计信息质量的新思路， 为会计信息质量研究提供了全新视角和工具。第二， 构建的指标依托会计准则概念框架的相关论述， 并结合已申请的会计、 审计信息质量测定算法的发明专利授权， 使用资本市场公开披露信息， 综合运用人工智能技术与大数据分析方法， 直接测定我国证券市场上市公司的会计信息质量， 此种衡量方式具有较强的可靠性。第三， 在特定层面对会计信息质量进行了系统性解读， 从公司层面对不同行业的企业进行了差异化衡量， 未来可以此指标为基础， 或根据不同公司会计信息质量的差异度计算风险控制指数， 为相关指标的研究提供参考和指导。

二、 文献综述

会计信息质量由于无法直接观察和测度， 国内外学者大多采用替代指标对其进行间接衡量。如表1所示， 已有研究主要从微观企业行为和资本市场表现两个层面选取会计信息质量替代指标， 各替代指标从不同视角对不同会计信息质量进行衡量， 未能形成体系。本文则直接依据会计信息质量特征定义对其进行界定。

（一） 相关性

国际会计准则理事会（IASB）和美国财务会计准则委员会（FASB）认为相关性是集中体现决策有用性的质量特征。FASB（2010）概念框架将相关性定义为“相关的财务信息能够对信息使用者作出的决定产生影响”， 并继续指出“如果财务信息具有预测价值、 反馈价值或两者兼有， 它就能在决策中产生影响”。其中， 预测价值体现为会计信息应帮助使用者根据财务报告所提供的会计信息预测企业未来的财务状况、 经营成果和现金流量， 反馈价值体现为相关的会计信息应有助于使用者评价企业过去的决策、 证实或者修正过去的有关预测， 本文根据国际会计准则概念框架从指标内涵出发对上述指标进行测定。

现有检验会计信息相关性的研究主要着眼于会计信息的价值相关性， 即以股票收益率或公司价值作为基准评估会计信息在投资者决策中的影响， 主要根据报酬模型（Return Model）或价格模型（Price Model）确定的回归系数和拟合优度衡量价值相关性。国内诸多学者也进行了类似的研究（吴祖光和冀珂瑜，2023；刘雪妮等，2024）。随着经验研究的兴起， 学术界开始就会计信息对（证券）投资所发挥的作用进行研究， 从决策有用角度分析会计信息与股票市场之间的回归系数或R2， 以此检验两者的相关性， 若一项会计数据与股票价格之间存在显著关系， 则被定义为价值相关。除此之外， 也有部分学者从现金流量的视角对此进行了探讨， 如王化成等（2003）设计了历史现金流量的增量预测价值模型， 以检验现金流量信息披露的决策有用性。

上述研究从不同视角寻找替代指标衡量会计信息相关性， 从各方面诠释和丰富了相关性指标， 但设定模型容易存在设定偏误进而导致数据不准确或结论不一致的问题， 也可能存在替代指标未能准确契合国际准则对相关性的定义等问题。另外， 已有研究对“信息使用者”进行了抽象意义上的定义， 对于到底是谁在使用会计信息无从得知。基于决策有用观衡量会计信息质量首先需要考虑信息使用者的身份， 然后才能了解使用者决策什么、 什么信息对其有用以及什么衡量方式是有用的。尽管现有研究多从股东或投资者的角度对企业会计信息质量进行评价， 但不能以会计信息对股东的有用性来替代会计信息对其他会计信息使用者的有用性（王竹泉，2008）， 这种局限定位容易导致会计信息核心内容的偏离（王竹泉等，2021）， 而且对于会计信息影响投资者行为的过程并没有可获取的信息， 也无从观察投资者的行为变化。因此， 本文围绕国际会计准则对相关性的定义， 对公司层面的预测价值、 反馈价值和相关性进行直接测定。考虑到分析师在信息解读与传递中的重要作用（吴武清和万嘉澄，2018）， 本方法根据国际会计准则概念框架和已公布的财报信息， 以分析师作为投资者的代表， 构建相关性所涵盖的预测价值与反馈价值两个子维度指标， 通过剖析不断更新的会计信息在分析师预测中的影响来测定会计信息相关性。

（二） 忠实表达与可验证性

FASB（2010）概念框架对忠实表达的定义为“如实地反映经济现象的本质”， 并将“忠实表达”取代了“可靠性”， 与相关性一起作为会计信息质量的两大基本特征， 与可验证性一起诠释会计信息可靠性， 其中FASB（2010）对可验证性的定义为“具备不同知识和独立的观察者可以达成共识， 但不要求完全一致”。

现有研究主要以盈余管理作为可靠性的衡量指标， 盈余管理程度越高则可靠性越低。大多数学者采用修正的Jones模型（Dechow等，1995）将可操纵性盈余作为可靠性的代理变量， 该模型利用企业历史财务数据估计企业非操纵性应计利润， 将其与总量比较得出操纵部分。本文认为， 以盈余管理作为可靠性的衡量指标在一定程度上缺乏严谨性： 首先， 二者在概念上存在较大差别， 可靠性追求公司各方面会计信息的真实性， 而盈余管理旨在分离出管理层在盈余中的操纵部分， 二者在指标概念和衡量范围上的差异较大； 其次， 二者的衡量逻辑不同， 修正的Jones模型假定以行业中位数为标准、 仅通过个别历史项目来计算所有公司的盈余管理程度， 忽略了无形资产和其他长期资产对非操纵性应计利润的影响（孙光国和杨金凤，2012）， 同时容易存在模型设定偏误进而影响数据真实性（靳庭良和郭建军，2004；Clarke，2005）。因此， 本文围绕国际会计准则对忠实表达与可验证性的定义， 以公司披露的所有会计信息为对象， 分类提取80项历史成本和62项专业判断科目， 综合测定公司披露的所有会计信息忠实表达比重， 并根据公司业务量的大小， 在与行业共识进行比较的基础上， 测定公司会计信息中包含的所有会计估计、 会计选择和专业判断的偏离度， 以此作为可验证性指标。

除盈余管理外， 还有学者对可靠性进行了如下测定。王波和胡海边（2008）选取了制造业七项会计指标， 运用层级分析法确定各指标权重和得分， 得分越高则可靠性越高， 但这种针对某一特定行业计算出的指标， 适用范围有限且难以推广（孙光国和杨金凤，2012）。刘建勇和朱学义（2008）以上市公司在年报披露之后有无对年报的补充或更正公告为标准， 来判断财务报告可靠与否。何威风和刘启亮（2010）认为财务重述行为是管理层操纵会计信息的主要手段。还有研究以会计重大差错（Davidson等，2015）、 深交所对深市公司会计信息披露质量的考核等级（高凤莲和王志强，2015）作为信息披露质量的代理变量。Ijiri和Jaedicke（1966）从真实性角度出发， 多次独立计量得到数据的离散程度来衡量财报可靠性， 认为多人对同一经济事项进行度量得出的结果越相近则信息可靠性就越高， 但实务操作难度较大。Richardson等（2005）对资产负债表中的应计项目进行系统分类， 对每个类别的应计项目的相对可靠性进行定性评估， 对分类应计项目和盈余业绩进行回归， 以回归系数度量应计项目可靠性， 系数越小则可靠性越强， 本文在该研究的基础上结合国际准则进一步完善可靠性指标。

（三） 可比性

FASB（2010）概念框架对可比性的定义为“能使用户识别和理解科目之间的相似点和不同点的质量特征”， 并将可比性分为横向和纵向可比， 其中横向可比是指不同主体提供的会计信息在同一时期可比， 纵向可比是指同一主体提供的会计信息在不同时期可比。

以往文献主要基于会计准则协调角度（Fontes等，2005）和会计方法协调角度（胡志勇，2008）来衡量会计信息可比性， 而De Franco等（2011）基于市场与会计信息系统之间的关系构建了盈余收益回归模型， 将相同经济业务代入两个公司的会计系统， 形成预期会计盈余的差异来衡量公司间的会计信息可比性， 开创了从公司层面测定可比性的先河。该方法体现了财务报表各项目勾稽关系的系统差异， 是对不同公司会计科目之间关系可比程度的衡量， 也是对公司会计系统输出结果是否可比的衡量。然而， 该回归模型研究的是会计信息和股票价格的关系， 从一定意义上来说考察的是对使用者决策有用信息的相关性， 因此其实质不是对可比性的测定， 而是相关性的另一种表现形式。考虑到我国企业商业模式和经营过程多样、 会计政策和会计估计可选择性较高， 研究会计系统输出财务报表前的信息生成过程是否可比也很有必要。因此， 本文在De Franco等（2011）研究的基础上， 以杜邦分析体系为依托， 将直接测定与间接测定方法相结合， 分别从公司会计政策选择情况和财务指标入手， 对以往研究角度进行延伸， 将“横向可比+纵向可比”纳入“过程可比”， 将产出的报表纳入“结果可比”， 即通过对“过程可比+结果可比”的测定， 更全面地描述会计信息从形成到产出的可比性。

（四） 及时性

FASB（2010）概念框架对及时性的定义为“向决策者提供的信息要在该信息失去对决策者决策的影响力之前”， 即信息在仍具备决策有用性时被提供给决策者， 该定义强调及时性对决策者具有影响力。

囿于无法对及时性进行直接测定， 学术界从及时性角度对会计信息质量的研究较少。股票价格对财务报告信息做出何种反应为研究及时性提供了新思路， 根据Fama（1970）的有效市场理论， 股价是决策者基于已有信息对公司预期业绩的反应， 能充当公司过去、 当前经营业绩和未来预期回报之间的桥梁。当市场上出现公司新信息后， 投资者会根据接收到的新信息调整对公司业绩的预期， 导致公司股价变化， 即投资者接收的信息影响了股价， 股价是投资者的决策结果。学者们已经证明了股价能够引导盈余（Beaver等，1980）， 当前股价所包含的信息能帮助投资者预测未来盈余。Fama（1970）的有效市场理论也表明， 有关消息的预测只有伴随着可证实的远期报告公布才具有信息含量， 由此推断现在的盈余可以验证过去股价的预测准确度。已有文献采用年报披露时滞衡量会计信息及时性（王雄元等，2008；王加灿，2015）， 以探讨及时性影响因素， 从披露行为来研究会计信息及时性。然而， 会计信息质量与披露质量是两个概念， 信息的及时性不能直接与信息披露的及时性等同， 并且披露行为强调的是信息提供者行为， 而从FASB（2010）概念框架对及时性的阐述可以看出， 与及时性相关的主体除了信息提供者， 更应该考虑将信息用于决策的投资者， 而现有研究对及时性这一维度的刻画并不全面。

基于FASB（2010）概念框架对及时性的界定， 本文认为及时性具有两个层面的内涵： 第一， 该信息能够影响投资者决策， 即该信息是决策相关的； 第二， 该信息在决策相关的基础上被及时传递给投资者， 即有用的信息在失去效用之前发挥了有用性， 投资者利用该信息改变或验证了投资决策。本文在分析师预测环节测量出相关性， 在财报使用环节测量出忠实表达、 可验证性和可比性之后， 在信息最终传达至资本市场并通过股价表现出投资者决策结果时对及时性进行测定。由于及时性是决策有用信息及时提供给投资者并影响投资者决策的特性， 而股票价格和会计盈余拟合优度变化的增量既代表了会计盈余对股票价格的验证度， 也代表了决策有用增量信息， 这正是及时性两层内涵的集中体现。因此， 本文从股价角度， 利用估值模型计算时间差和信息差来衡量会计信息对投资者的及时性。

三、 会计信息质量： 逻辑

2014年， 财政部修订了《企业会计准则——基本准则》； 2018年， 国际会计准则理事会发布公告《会计信息质量特征》。其中， 忠实表达代替可靠性， 与相关性并列成为基础质量特征， 可靠性中可验证性则成为辅助质量特征之一， 如图1所示。本文会计信息质量指标体系由会计信息质量指数、 相关性、 忠实表达、 可比性、 可验证性和及时性等体系性指标构成。

本文对会计信息质量的界定， 直接依据《企业会计准则——基本准则》（2014）和国际会计准则理事会发布的《会计信息质量特征》（2018）， 具体测定方法为相关国家发明专利授权（忠实表达和可验证性中国发明专利号：4405342；及时性中国发明专利号：4671525）。测定指标为会计信息的相关性、 忠实表达、 可比性、 可验证性（原可靠性已分拆为忠实表达和可验证性）和及时性等五个维度， 系统地涵盖了从证券分析师至公司季报、 中报、 业绩预告、 年度财务报告， 再至公司股价的全过程。

（一） 会计信息质量指数

本文对会计信息质量指标的测定为一个循环， 并闭环形成体系。本文在报表披露新会计信息之前， 即分析师盈余预测环节通过衡量预测价值和反馈价值测定相关性， 在报表使用过程测定忠实表达、 可验证性和可比性， 当信息传达至资本市场时测定及时性。会计信息质量指数由相关性、 忠实表达、 可比性、 可验证性和及时性五个指标构成， 形成会计信息质量体系， 综合反映公司会计信息质量， 取值介于0 ～ 1之间。

当评价对象拥有多个不同角度的评分数据时， 进行综合评价的难度较高， 个案排秩法对每个序列的数据进行排秩处理后得到综合评价指标， 能够有效避免简单算术平均或加权平均的权重主观性， 增加综合评价指标的客观性。如表2所示， 本文使用个案加法排秩计算会计信息质量指数， 数值越大表明公司会计信息整体质量越高。本文以一家公司为例， 首先对相关性、 忠实表达、 可验证性、 及时性和可比性指标分别从小到大进行排秩， 得到每一家公司在质量指标序列里的位置（rank）， 将同一指标序列中的最小值rank赋值为1， 生成每个数据在所在指标内的排秩， 指标数值越小则rank值越小， 形成5列排秩数据（rank1～rank5）。由于此处共有35个指标数据（5个指标×7年×1家公司）， 对同一企业同一年的5个排秩数据进行求和除以35后， 得到该公司每年的会计信息质量指数（Score）。然后将以上方法拓展至整个面板数据， 得到整体的会计信息质量指数， 即Scoreit=sum（rankit1∶rankit5）/（5×7×公司数）。其中： rankit1 ～ 5分别表示i公司t年的相关性、 忠实表达、 可验证性、 及时性和可比性指标在该质量指标序列里的位置； Scoreit表示i公司t年在对当年5个指标排秩后得到的会计信息质量指数。

（二） 相关性

作为会计信息基础质量要求， 相关性要求会计信息能够影响信息使用者决策， 预测价值和反馈价值是会计信息相关性的两大影响因素。然而， 会计信息究竟是如何影响投资者行为的， 尚未有公开披露和可获取的信息进行验证， 也无从观察投资者的行为变化。由于在资本市场中分析师扮演着帮助信息使用者获取企业信息的重要中介角色， 本指标重点关注公司公开披露会计信息（含季度报告）对证券分析师预测公司未来三年业绩的实时影响（对拟IPO公司而言，智能系统可以模拟公司上市后季度业绩披露时证券分析师的预测）。

根据FASB的相关定义， 若信息使用者在预测未来经营成果的过程中利用了会计信息， 那么信息就具有预测价值， 该指标可以理解为分析师根据公司已公布的所有历史信息对未来各期间的经营成果进行预测， 若公司累计已公布的所有会计信息对分析师的各期预测数影响较大， 则说明该信息具有较高的预测价值。因此， 本文基于公司已披露会计信息（含季度报告）对证券分析师预测公司未来三年业绩的影响程度来衡量预测价值， 其取值介于0 ～ 1之间。数值越大， 意味着已披露会计信息对公司未来三年业绩预测变动额的影响越大， 进而对股价的影响越大； 数值越小， 意味着公司已披露会计信息（含季度）对公司未来三年业绩预测变动额的影响越小， 进而对公司股价的影响越小。

根据FASB的相关定义， 若会计信息帮助信息使用者对其以往做出的评估和判断进行证实、 调整或更正， 那么信息就具有反馈价值， 该指标可以理解为分析师在对公司未来经营成果预测的过程中根据公司新公布的信息不断对其预测数进行调整， 若公司新公布的会计信息对分析师的预测调整幅度影响较大， 则说明该信息具有较高的反馈价值。因此， 本文基于公司新披露会计信息（含季度报告）对证券分析师预测公司未来三年业绩的影响程度来衡量反馈价值， 其取值介于0 ～ 1之间。数值越大， 意味着公司新披露会计信息对公司未来三年业绩预测变动额的影响越大， 进而对股价的影响越大； 数值越小， 意味着公司新披露会计信息（含季度）对公司未来三年业绩预测变动额的影响越小， 进而对公司股价的影响越小。

出于客观性考虑， 同时也为了避免因主观赋权带来的差异， 本文将预测价值与反馈价值的算术平均数作为相关性指标， 相关性取值介于0 ～ 1之间。数值越大， 意味着公司会计信息对证券分析师预测影响越大， 进而对股价影响越大； 数值越小， 意味着公司的会计信息披露（含季度）对证券分析师预测影响越小， 进而对公司股价影响越小。

（三） 忠实表达

作为会计信息第二大基础质量要求， 忠实表达要求公司披露的会计信息须忠实反映经济现象的实质。在现行会计准则下， 管理层在会计政策选择和会计信息处理过程中自由裁量权较大， 当在会计操作过程中面临较大的验证难度和较高的成本时， 具备不同道德和专业水平的管理层会对客观事实进行主观描述， 使得公司所披露会计信息的期末余额（除货币资金外）受专业判断影响较大， 易导致误导性陈述、 重大遗漏、 披露不实、 会计处理不当等会计信息质量问题。因此， 本指标重点关注公司公开披露所有会计信息项目余额的整体合理性， 对客观判断与主观判断的合理部分进行测定。本文设计的忠实表达指标涵盖了公司披露的所有会计信息， 在区分期初余额和期末余额、 历史成本（80项）与专业判断（所有会计估计、 会计选择和判断， 共62项）、 业务量大小的基础上， 综合测定了公司披露的所有会计信息忠实表达比重， 其指标取值介于0 ～ 1之间。数值越大， 意味着公司会计信息的整体合理性越强； 数值越小， 意味着公司会计信息的整体合理性越弱。

（四） 可验证性

可验证性有助于不同的信息使用者达成共识（而非完全一致）。如前文忠实表达部分所述， 在现行会计准则下， 公司所披露会计信息的期末余额（除货币资金外）均受到专业判断的极大影响， 因此本指标重点关注公司公开披露所有会计信息涉及所有专业判断、 会计估计和会计选择的整体合理性。可验证性指标涵盖了公司会计信息中包含的所有会计估计、 会计选择和判断， 依据业务量的大小， 在与行业共识进行比较的基础上， 综合测定了公司专业判断、 会计估计和会计选择的偏离度， 该指标取值介于0～1之间。数值越大， 意味着公司会计信息中所含专业判断的合理性越强； 数值越小， 意味着公司会计信息中所含专业判断的合理性越弱。

（五） 可比性

FASB对会计信息可比性强调“相同的交易或事项在财务信息中的表现应当具有相似性”。可比性能帮助财务报表使用者识别和理解不同经济业务的相似性与差异性。对于相同行业内的不同公司， 信息使用者需要了解不同公司各种经济业务之间的异同， 而不同公司对同一经济业务可自由合理选择适用的会计政策， 因此本文着眼于会计政策选择来衡量公司间经济业务的可比性（横向可比）。对于同一公司不同期间的会计信息， FASB要求同一会计主体在一定期间内的会计操作需保持相对稳定， 以便于信息使用者纵向比较公司信息来辅助决策， 因此本文着眼于会计政策变更来衡量同一公司的会计信息可比性（纵向可比）。

公司选择的会计政策通过自身构建的会计结构框架和体系产出财务报表， 而投资者（股东）最关心的通常是企业的ROA和ROE指标。其中， ROA涉及资产负债表中的总资产和利润表中的净利润， 由于需要使用到会计科目金额， 从该角度比较会计信息需先使用总资产和营业收入对会计科目金额进行标准化， 代入各公司会计数据得到预测总资产和预测净利润， 比较实际与预测数据得到总资产差异和净利润差异， 以衡量公司财务报表各项目之间比重的差异（结构可比）。ROE来自杜邦财务分析体系， 能够反映公司财务状况和经营成果， 在一定程度上代表着企业的财务信息特征， 是企业会计系统的替代。因此本文基于杜邦分析体系， 选取与ROE有关的财务指标作为公司会计系统， 衡量公司实际报表与虚拟报表的勾稽关系差异（关系可比）。

本指标重点关注公司公开披露所有会计政策选择、 会计政策变更、 会计报表结构和会计报表项目勾稽关系的水平， 过程可比性和结果可比性两个维度下的四个指标构成了公司会计系统的映射， 各指标维度如表3所示。出于客观性考虑， 同时也为了避免因主观赋权带来的差异， 本文将四个维度的可比性进行算术平均得到可比性指标， 可比性取值范围介于0 ～ 1之间。数值越大， 意味着公司会计信息可比性越强； 数值越小， 意味着公司会计信息可比性越弱。

（六） 及时性

及时性要求在会计信息失去决策作用之前将其提供给信息使用者。本文认为及时性体现在当信息使用者及时接收到信息时所做出的决策变化程度上， 具体表现为资本市场股价变化， 因此本文在及时性测定中将信息使用者界定为投资者。在确定公司过去三年（十二个季度）业绩对公司股价影响的基础上， 本指标重点关注公司最近一年（四个季度）会计业绩对投资者决策或股价的所有影响， 即考察公司过去三年和过去两年的信息对股价影响的差异。及时性指标取值介于-1～1之间。数值越大， 意味着当期公司会计信息对投资者决策或股价的影响越大； 数值越小， 意味着当期公司会计信息对投资者决策或股价的影响越小。

四、 会计信息质量： 测定

（一） 会计信息质量指数

为了避免算术平均由于未考虑各指标特点易导致较大误差、 加权平均所使用的权重主观性较大等问题， 本文选择个案加法排秩来计算会计信息质量指数。在避免异常值干扰的同时， 使用秩次对会计信息质量进行计算， 通过对相关性、 忠实表达、 可验证性、 及时性和可比性指标分别从小到大进行排秩， 得到每一家公司在质量指标序列里的位置。通过对五个指标的排序求和得到会计信息质量指数， 综合反映公司会计信息质量。

（二） 相关性

相关性包括预测价值（PV）与反馈价值（CV）两个维度， 预测价值是指市场主体利用现有信息对未来进行预测， 反馈价值则体现了根据新会计信息对现有预测进行的调整。考虑到分析师在信息解读与传递中的重要作用（吴武清和万嘉澄，2018）， 本方法通过剖析不断更新的会计信息在分析师预测中的影响来测定会计信息相关性， 并以同一时期内所有分析师盈利预测均值作为预测值的衡量指标。

指标计算思路如图2所示， 针对同一个预测对象， 当新信息公布时， 分析师会对上期预测进行调整形成新预测， 上期预测数反映了新信息的预测价值， 而调整值则反映了反馈价值。预测价值可表现为累计的上期预测数与当年实际数（EPSit）间的关系， 两者越接近， 预测价值越高。反馈价值可表现为单次预测调整绝对值、 当年EPS与上期预测数差异绝对值两个数列累计数之间的关系， 两者越接近反馈价值越高。一个完整的预测数据集中共包含11个上期预测数， 每个上期预测数都是初次预测值加上当期已累积的调整值， 在计算累计的上期预测数时， 共有11个xi1、 10个xi2， 以此类推， 设每个调整值出现的次数为wn（n=1，2，…，11）， 完整的数据集应有11个观测值。本文定义公司i在第t年会计信息的预测价值与反馈价值如式（1）和式（2）所示， 计算结果大于1则将其取倒数， 因此其值越接近1说明两类价值越高。

预测价值=［（11×|初次预测值|+11×|调整值1|+10×|调整值2|+…+1×|调整值11|）/11］/|当年实际EPS| （1）

反馈价值=∑|单次预测调整值|/∑|当年实际EPS-单次预测数| （2）

分析师每次预测的调整幅度与预测误差绝对值间的相关关系体现了相关性的本质， 即会计信息与以分析师为代表的市场参与者进行决策的过程间具有多大的相关程度。分析师在获取新的财务信息后会做出新的预测， 因此可以说分析师预测的修正或调整过程反映了会计信息对市场参与者的影响。分析师每一次对预测进行调整都是为了提高盈余预测的准确性， 那么分析师每一次预测的调整值、 实际EPS与分析师预测数的差异值这两者之间的相关关系就体现了相关性的本质特征， 即会计信息与分析师不断向实际EPS趋近的过程之间具有多大的相关程度。由此， 构建相关性指标如式（3）所示：

相关性=||单次预测调整值|与|当年实际EPS-单次预测数|的相关系数| （3）

本文以某公司5年数据为例， 对相关性指标计算过程进行说明。表4列示了某公司财报中的EPS数据， 其中S1 ～ S3为季报数据， S4为年报数据。以2019年第一季度（S1）为例， 分析师预测2019 ～ 2021年三年EPS； 同理， 当2019年半年报财报（S2）发布后， 分析师仍预测2019 ～ 2021年三年EPS。但由于分析师的信息集中增加了2019年第二季度的盈余信息， 分析师的预测数据也会随之调整。当年报公布时， 分析师预测年度向后推一年（变为2020 ～ 2022年）。

具体计算过程如表5所示， 该公司2021年实际EPS为1.67， 即EPSit为1.67。从2018年第四季度到2021年第三季度， 该公司共有12个分析师预测值fin、 11个预测调整值xin， 同时有11个预测误差值yin。xin与yin这两组数值相关系数的绝对值为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

计算结果大于1则取倒数， 对3.15求倒数得到该公司期间预测价值为0.32。

根据式（2）得出反馈价值如下：

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） 忠实表达

FASB以忠实表达替代可靠性， 忠实表达由此成为会计信息决策有用性的基础质量特征之一。可靠性和忠实表达的共同点都是立足于会计信息的计量属性， 要求会计核算的过程和结果均贴近真实经济现象， 由可靠性替换成忠实表达则意味着信息披露范围更广、 信息透明度要求更高、 可靠性的实质更加凸显（董盈厚和侯铁建，2011）。考虑到FASB财务概念公告和我国会计准则仍将可靠性作为主要质量特征及受众使用习惯， 本文在构建忠实表达衡量指标的基础上， 进一步测定会计信息可靠性。

如图3所示， 本方法首先对资产负债表和利润表项目进行定性分类。其次， 在随时间变动的历史成本类项目和待验证类项目中按行业共识筛选出可靠部分， 与不随时间变动的历史成本类项目一起用于衡量会计信息的忠实表达程度。由于历史成本计量部分源于买卖双方实际交易的价格， 且随着时间更新， 历史成本不重新反映资产或负债的价值， 也不包含高管专业判断， 从而能更加忠实地反映公司的经营业绩。再次， 分别计算历史成本类项目占比和待验证类项目合理部分占比。由于待验证类项目涉及估计、 判断和选择， 将这一类项目占比乘以行业中位数作为最终待验证合理部分比例。最后， 将历史成本占比和待验证项目合理部分占比加总， 确定公司会计信息的忠实表达程度。如式（4）所示， 忠实表达为公司i第t年资产负债表和利润表两大报表的历史成本类项目占比与待验证类项目中合理部分占比之和， 其中资产负债表项目的行业占比为经总资产标准化后的百分比， 利润表项目的行业占比为经总营业收入标准化后的百分比， 减值折旧类项目的行业占比是经原值标准化后的占比。

忠实表达=历史成本项目占比+待验证项目合理部分占比=|历史成本单个项目账面价值|/（|历史成本单个项目原值|+|待验证单个项目账面价值|）+∑（|待验证单个项目账面价值|×|占比行业中位数|）/（∑|历史成本单个项目原值|+∑|待验证单个项目账面价值|） （4）

（四） 可验证性

可验证性作为辅助质量特征之一， 是管理层专业判断水平的反映， 对会计信息的忠实表达程度有重要影响， 本文通过测定管理层专业水平与行业共识的差异来衡量可验证性。可验证性单独使用欧氏距离进行测度， 如图3所示， 公司i第t年会计信息的可验证性是公司i第t年资产负债表和利润表待验证类项目按照下述方法求得占比后， 与行业内样本公司待验证类各项指标中位数作为基准计算出的欧氏距离， 即： 可验证性=各项目占比的欧氏距离。其中， 各项目占比通过式（5）计算得到。

各项目占比=待验证单个项目账面价值/（∑|历史成本单个项目原值|+∑|待验证单个项目账面价值|） （5）

考虑到FASB财务会计概念公告和我国会计准则仍将可靠性作为主要质量特征及受众使用情况， 作为首要质量特征之一的可靠性进一步被分解为忠实表达和可验证性。本文在构建忠实表达和可验证性衡量指标的基础上， 进一步测定可靠性， 将其定义为忠实表达和可验证性的算术平均， 如式（6）所示。

可靠性=（忠实表达+可验证性）/2 （6）

（五） 可比性

可比性内涵要求相同的交易或事项在财务信息中的表现应具有相似性， 或者会计信息在不同公司间可比、 同一公司不同时间可比。考虑到杜邦财务分析体系指标能够反映公司经营成果并代表企业财务信息特征， 本文从会计信息生产过程可比和生产结果可比两个维度对可比性进行测定。

1. 过程可比性。本文根据国际会计准则和中国证监会颁布的财务报告规定， 过程可比性将年度财务报表涉及的会计政策二级分类细分成735项， 其权重按公司年度报告一级分类影响金额动态确定。根据我国企业会计准则， 每一事项的会计政策选择包括定义、 概念、 确认条件、 计量方法、 期末减值等一级分类， 以及更明细的二级分类， 如发出存货所采用的加权平均法和先进先出法等。

如图4所示， 横向可比性测定同行业不同公司实际系统与虚拟系统的综合差异， 设公司i和公司j为同行业的两家公司， 该行业共n家公司。wikt为公司i在第t年会计方法k的权重， 公司在所有经济业务上的会计方法选择共m种。sijkt为公司i和公司j在第t年会计方法k上的会计方法可比性， 当公司i和公司j均采用或均不采用某一会计方法时， 取值为1； 当仅公司i或仅公司j采用某一会计方法时， 取值为0。因此， 公司i对于公司j的横向可比性用qijt表示， 公司i对于同行业其他公司横向可比性用Compacwhit表示。

纵向可比性测定同一公司不同会计期间会计政策或方法的相似性或前后期一致性， wikt为公司i在第t年会计方法k的权重， 公司在所有经济业务上会计方法选择共m种。pikt为公司i在第t年会计方法k上的会计方法可比性， 当公司i在第t年和第t-1年均采用或均不采用某一会计方法时， pikt取值为1； 当公司i在第t年和第t-1年采用不同方法时， pikt取值为0。公司i在第t年和第t-1年的纵向可比性用Compacwvit表示。

2. 结果可比性。结果可比性指财务报表中会计信息的可比性， 包括结构可比性（报表各项目比重的相似性）与关系可比性（报表各项目之间勾稽关系的相似性）。如图5所示： 首先， 将资产负债表和利润表中数据分别用总资产、 营业收入进行标准化， 得到结构化财务报表； 其次， 将同行业其他公司总资产和营业收入代入本公司结构化系统中， 求得其会计信息在本公司会计系统中的预测数据； 然后， 根据预测数据计算差额的绝对值， 将差额的绝对值累加除以同行业除本公司外的公司数得出平均差额； 最后， 根据平均差额算出净利润差异和总资产差异， 两者相除进而得到公司ROA值——度量公司与同行业其他公司的差异度， 即公司会计信息结构可比性， 第t年公司i的结构可比性以Compacsit表示。

本文基于四因素杜邦体系拓展的八因子（净资产收益率、 营业成本率、 销售费用率、 管理费用率、 固定资产周转率、 其他费用率、 资产周转率、 产权比率）模型测定关系可比性。首先， 选取第t年季度报表八个财务指标， 回归得出系数构建公司i会计信息系统， 假定经济业务相同， 借鉴De Franco等（2011）的替代方法， 分别采用各公司会计系统来计算其预期净资产收益率。然后， 根据公司i会计信息系统和行业其他公司会计信息系统， 比较两者之间的差异， 两者之差即表示在相同的经济业务下两个公司所生成的预期净资产收益率的差异程度， 而会计信息可比性即为这种差异的绝对值， 两公司的可比性定义为公司i和公司j会计系统下预期净资产收益率E（ROE）ijt之间平均绝对差的相反数， 记为CompAcctijt。最后， 关于公司i的年度公司层面的会计信息可比性的度量， 本文根据袁知柱和吴粒（2015）提到的方法， 选取同行业内信息可比性最高的4家公司可比性的均值作为公司年度会计信息可比性的值， 记为Compacrit。

出于客观性考虑， 同时也为了避免因主观赋权带来的差异， 本文以上市公司当年横向可比性、 纵向可比性、 结构可比性和关系可比性四个维度测定值的均值衡量可比性， 如式（7）所示。

可比性=（横向可比+纵向可比+结构可比+关系可比）/4 （7）

（六） 及时性

IASB在2018年颁布的财务报告概念框架中将及时性定义为“决策者能及时获得影响他们决策的相关信息”， FASB将及时性定义为“向决策者提供的信息要在该信息失去影响决策者决策之前”。两大会计准则委员会对及时性这一质量特征的定义都在强调会计信息应是决策有用的， 而及时性这一特征对投资者决策具有提升性影响。

如图6所示， 会计信息的及时性是实际会计信息对投资者预期会计信息的验证能力， 这种验证能力可以用每股盈余与股票回报率之间相关系数的增量来表征。通过每股盈余序列数据和个股超额收益率序列数据， 构建序列间相关系数CORR的增量来解析验证程度。本文首先构建两组时间序列， 第一组为以各季度实际季度EPS和滞后三年的4月股价构建平减后季度实际每股盈余序列数据 ， 第二组为以各年3、 6、 9、 12月考虑现金红利再投资的月个股票回报率和考虑现金红利再投资的综合月市场回报率（流通市值加权平均法）构建股票回报率序列数据Ri，t-Rm，t。然后， 将t-2、 t-1和t年季度EPS平减后实际 与滞后两年即t-4、 t-3年季度股票回报率（Ri，t-2-Rm，t-2）两个序列数据的相关系数（CORR1）， 减去t-2、 t-1和t年季度EPS平减后实际 与滞后三年即t-5、 t-4和t-3年季度股票回报率（Ri，t-3-Rm，t-3）两个序列数据相关系数（CORR2）的增量， 即会计信息及时性， 记为Timeliness。

（8）

五、 会计信息质量： 验证

为了验证上述指标的合理性， 本文按照企业规模、 产权性质、 内部控制水平和被分析师关注度对不同年份的会计信息质量指数进行分析。

（一） 现实验证

本文以企业当年的年初总资产合计中位数为标准， 将样本公司分为规模较大和规模较小企业， 如表6所示。由于规模较大企业公众关注度和声誉较高， 因虚假信息欺骗投资者等财务违规行为需要付出的成本较高、 惩罚代价较大， 且可能由于规模较大的公司拥有较完善的内部治理机制， 相比规模较小的公司其会计流程更加规范、 具备更成熟的财务框架和更完善的会计系统， 从而规模较大的企业会计信息质量较高。

考虑到国有企业承担着维护产业安全、 保障国民经济运行、 维护社会稳定等特定职能， 面临着更严格的监管， 如“党管干部”原则和健全的党组织治理（李涛和徐红，2022）， 且国有企业中的功能类和公益类企业首要目标是保障社会安全和民生稳定， 企业高管所面临的业绩压力较小， 从而操纵会计信息以粉饰报表的动机相比非国有企业会大大减弱， 进而表现出更高的会计信息质量， 如表7所示。

本文以迪博内部控制水平中位数为标准将样本公司分为内部控制较好组和内部控制较差组。Ashbaugh等（2008）指出， 企业高质量的内部控制能够有效降低管理层错报的概率， 保证财务报表的公允性； 张月玲和周娜（2020）认为， 高质量的内部控制可通过减少代理成本提高企业会计信息披露质量。因此， 与内部控制较差的企业相比， 内部控制较好的企业拥有更高质量的会计信息， 结果如表8所示。

分析师通过收集、 对比、 整理后发布的分析和预测报告向投资者提供公司的私有信息， 对公司盈余进行预测和更新， 增加会计信息的信息含量和有用性， 同时获得更高的市场关注度， 此时企业提供会计信息具有放大效应， 因为提供高质量会计信息能帮助企业提高声誉、 带来溢价， 因此被分析师关注较多的企业会拥有较高的审计质量。表9的结果与现实相符。

（二） 构建指标与现有替代指标相关性分析

对本文构建的会计信息质量指标与当前主要的替代指标进行相关性分析。表10的结果显示， 会计信息质量与修正琼斯模型计算的可操控应计利润（AbsDA）和信息不透明度（Opaque）均呈负相关关系， 说明可操控应计利润水平越低， 或者信息不透明度越低， 会计信息质量就越高， 与现有文献结论保持一致； 与初步时滞（InitialLag）呈显著负相关关系， 即会计信息提供得越及时， 表明会计信息质量越高。

审计作为一项经济监督活动， 能对公司会计信息进行审查和评价。对公司会计信息和经济事实进行真实性和合法性的评价， 也是对公司会计信息质量的检查过程， 本文按照是否“四大”审计与不同审计意见进行分组均值差异检验。由表11可知， 与“非四大”审计相比， 由“四大”审计的企业会计信息质量显著更高， 被出具标准无保留审计意见的企业会计信息质量也显著高于非标准无保留审计意见企业。

（三） 描述性统计

本文对会计信息质量指标进行描述性统计。如表12所示， 会计信息质量平均值和中位数均为0.508， 标准差为0.146； 相关性、 忠实表达、 可验证性、 可比性和及时性的均值分别为0.383、 0.772、 0.788、 0.760和-0.008， 各指标最大值和最小值表明我国上市公司会计信息质量水平相差较大， 仍存在会计信息质量较差的公司。

2016 ～ 2022年期间， 我国上市公司会计信息质量总体呈波动上升趋势， 2019年会计信息质量最低， 仅为0.30， 但在近年有所上升， 2022年达到0.67。其中， 我国上市公司会计信息相关性呈下降趋势， 2020 ～ 2021年处于较低水平， 与Barth等（2023）发现的盈余相关性有所下降的研究结论相近。我国上市公司会计信息忠实表达基本稳定， 2020 ～ 2021年处于较高水平， 数据集中分布于0.8附近， 表明大部分样本公司会计信息真实度良好。会计信息可验证性基本稳定， 2021 ～ 2022年处于较高水平。我国上市公司会计信息可比性呈下降趋势， 这可能是因为， 受环境变化影响， 我国宏观经济环境下的系统风险和企业特定风险变化较大， 影响了各公司的业务运作模式和会计系统效率。然而， 我国上市公司会计信息质量在及时性方面表现较差， 均值和中位数均为负数， 最大值仅为0.415。由图7可知， 我国上市公司及时性整体均值仅在2020年和2022年表现为正， 这可能是因为我国年报披露存在“前松后紧”现象以及“赶末班车”现象（王加灿，2015）， 导致决策有用增量信息不能被信息使用者及时用于决策。

六、 总结

会计信息质量是影响资本市场运作和经济社会稳定发展的重要因素之一， 已有对会计信息质量的测度方法一直存在较大争议， 选择更恰当的衡量方法， 是值得努力探索的方向。本文基于对会计信息质量特征的理解， 在充分论述会计信息质量指标构建逻辑的基础上， 从会计准则出发对各公司层面的会计信息质量指标概念进行拆解和直接衡量， 形成了我国上市公司会计信息质量指标体系。

本方法围绕会计准则和计量属性， 从会计信息质量的概念出发， 对会计信息质量进行直接测定： 以分析师为信息使用者代表， 结合盈余的预测数及调整数测定会计信息相关性； 通过对报表项目进行计量属性分类来测定忠实表达及可验证性； 着眼会计政策选择和杜邦分析体系来测定过程可比性和结果可比性； 通过对投资者决策有用的增量信息来测定及时性， 形成了一套完整、 全面、 综合的会计信息质量特征体系。

本文会计信息质量指标的构建理念和方法决定了其更能适用于现实需要。相对于单一、 间接的会计信息质量替代指标， 本文构建的会计信息质量指标回归到会计准则概念和计量属性， 通过对财务信息的分类和萃取， 更全面地解释了会计信息质量的实质属性。本文构建的会计信息质量指标属于公司层面， 未来可以进一步将本指标拓展以多方位对会计信息质量进行衡量。

【 数 据 说 明 】

本文所使用的会计信息质量指标数据可在广州市财政会计学会网站下载，网址为http：//czkj.gzhu.edu.cn/。

【 主 要 参 考 文 献 】

高凤莲，王志强．“董秘”社会资本对信息披露质量的影响研究［ J］．南开管理评论，2015（4）：60 ～ 71．

高颖超，付文博．稳定业务关系、会计信息质量与审计费用［ J］．审计研究，2024（1）：76 ～ 88．

何平林，孙雨龙，宁静等．高管特质、法治环境与信息披露质量［ J］．中国软科学，2019（10）：112 ～ 128．

何威风，刘启亮．我国上市公司高管背景特征与财务重述行为研究［ J］．管理世界，2010（7）：144 ～ 155．

胡玉明．论数字化时代的会计信息质量［ J］．财会月刊，2024（5）：11 ～ 17．

胡志勇．会计政策可比性：测定及其经济后果［M］．北京：经济科学出版社，2008．

靳庭良，郭建军．面板数据模型设定存在的问题及对策分析［ J］．数量经济技术经济研究，2004（10）：131 ～ 135．

李清，马泽汉．会计信息质量指数构建、评价和预警研究［ J］．数理统计与管理，2022（4）：749 ～ 760．

李涛，徐红．党组织对分类转移盈余管理的影响研究——以混合所有制企业为视角［ J］．北京航空航天大学学报（社会科学版），2022（4）：90 ～ 101．

刘建勇，朱学义．信息披露及时性与可靠性关系实证研究［ J］．中南财经政法大学学报，2008（6）：94 ～ 98+144．

刘雪妮，李明辉，叶超．新收入准则是否减少了上市公司的收入管理行为？［ J］．审计与经济研究，2024（2）：63 ～ 73．

龙小海，刘杨晖，高怀荣．法律责任、审计风格和感知的会计信息可比性［ J］．会计研究，2021（8）：161 ～ 176．

孙光国，杨金凤．财务报告质量评价研究：文献回顾、述评与未来展望［ J］．会计研究，2012（3）：31 ～ 38+94．

谭楚月，段宏．审计质量只能替代吗？——来自实证研究的结论分析［ J］．会计研究，2014（7）：89 ～ 95+97．

王波，胡海边．会计信息可靠性质量特征的模糊综合分析［ J］．财会通讯（学术版），2008（11）：56 ～ 59．

王芳，张玉凤，李颖．会计信息相关性与企业创新［ J］．经济问题，2022（7）：88 ～ 94．

王化成，程小可，刘雪辉．中国资本市场披露现金流量信息的有用性［ J］．经济理论与经济管理，2003（10）：29 ～ 35．

王加灿．上市公司内部控制审计与年报及时性——基于OLS与分位数回归的证据［ J］．审计与经济研究，2015（3）：58 ～ 68．

王鹏程，程晶泓．舞弊审计准则的重大修改及我国应对策略研究［ J］．中国注册会计师，2023（11）：115 ～ 123+3．

王雄元，陈文娜，顾俊．年报及时性的信号效应——基于2004 ～ 2006 A股上市公司年报的实证检验［ J］．会计研究，2008（12）：47 ～ 55+94．

王竹泉．会计信息披露的外部性与会计信息质量——基于利益相关者的视角［ J］．当代会计评论，2008（2）：39 ～ 49．

王竹泉，江玮滢，宋晓缤等．高质量发展与中国宏观会计信息质量综合评价［ J］．会计研究，2021（4）：39 ～ 48．

吴武清，万嘉澄．分析师跟踪和盈余管理：基于跟踪强度新指标的研究［ J］．数理统计与管理，2018（1）：83 ～ 95．

吴祖光，冀珂瑜．证券分析师对会计盈余价值相关性的影响研究［ J］．数理统计与管理，2023（1）：175 ～ 190．

武鹏，杨科，蒋峻松等．企业ESG表现会影响盈余价值相关性吗？［ J］．财经研究，2023（6）：137 ～ 152+169．

袁知柱，吴粒．会计信息可比性与企业应计及真实盈余管理行为选择［ J］．中国会计评论，2015（4）：453 ～ 486．

张焰朝，孙光国，袁月．会计信息可比性能抑制企业债务违约风险吗？［ J］．中央财经大学学报，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．