实施新会计准则提升了会计信息可比性吗？*
——来自我国上市公司的经验证据

东北大学工商管理学院 袁知柱 中国石油集团经济技术研究院财务资产处 吴珊珊

实施新会计准则提升了会计信息可比性吗？*
——来自我国上市公司的经验证据

东北大学工商管理学院 袁知柱 中国石油集团经济技术研究院财务资产处 吴珊珊

本文测度了2002-2012年的中国上市公司会计信息可比性值，并对测度结果进行了有效性检验，考察了我国2007年实施的新会计准则是否提升了会计信息可比性。研究发现：新会计准则实施初期会计信息可比性没有显著变化，而当实施进入成熟期后会计信息可比性有显著提升。按照投资者保护程度、终极控制人性质、股权制衡度及审计质量等治理特征的分组检验结果发现这一结果在不同的治理环境中均存在，且当投资者保护程度较强、终极控制人为非国有控股、股权制衡度较高或审计质量较高时，新会计准则实施进入成熟期后可比性提升效果更显著。

新会计准则 会计信息可比性 测度 公司治理特征

一、引言

2006年2月，我国颁布了与国际会计准则全面趋同的新会计准则体系，关于新会计准则的实施效果问题逐渐成为我国实证会计领域的一个研究热点，其中的一个重要方面是新会计准则能否提高会计信息质量。现有文献从可靠性（周冬华，2013）、相关性（罗婷等，2008；薛爽等，2008；唐国平、郭俊，2013）、及时性（谭洪涛、蔡春，2009）、稳健性（陈骏，2013）等角度做了大量的研究，得到了较多有价值的评价新会计准则实施效果的研究成果，然而到目前为止，很少有文献从重要的会计信息质量特征之一——会计信息可比性的角度来进行考察。为达到会计信息可比，不同企业尤其是同一行业的不同企业之间，应使用相同的会计程序和会计方法来处理相同或类似的经济业务。会计信息可比能减少报表使用者对公司财务报表的依赖性，因为此时他们可以间接地从可比的其他公司推断该公司的财务信息（Cheng et al.,2011）。现有文献很少从可比性角度进行研究的一个重要原因是很长时间内一直没有有效解决公司层面会计信息可比性的测度问题。虽然一些文献从国家间会计准则差异、企业会计方法差异、会计数据双重披露差异及国家间盈余质量差异等角度来考察可比性（Van De Tas,1988；Rahman et al.,1996；Land和Lang，2002；杨钰、曲晓辉，2008），但这些方法均存在一定缺陷与不足，未能有效解决会计信息可比性测度问题（袁知柱、吴粒,2012）。De Franco et al.（2011）基于盈余-收益回归模型，创新性地构建了会计信息可比性测度方法，有效解决了可比性测度问题，Neel（2011）、Andréet al.（2012）、Lin et al.（2013）、Jayaraman和Verdi（2014）等文献进一步改进该方法，测度出了公司层面截面会计信息可比性值，从而为本文研究提供了难得的契机。

二、理论分析与研究假设

现有实证会计文献从多个角度证实了新会计准则实施提高了我国上市公司的会计信息质量。罗婷等（2008）发现新准则实施后会计信息相关性显著提高。薛爽等（2008）发现相对于旧准则，新准则的净资产和盈余差异具有增量的信息含量。谭洪涛、蔡春（2009）发现新准则实施后企业在收益平滑限制、巨额亏损确认及时性、价值相关性等方面显著改善。唐国平、郭俊（2013）研究发现，2007年新企业会计准则实施后提高了会计职业判断允当性对股价（收益）的解释力度。金智（2010）发现新准则提高了会计信息可理解性，降低了信息质量与股价同步性之间的正相关性。

新会计准则的实施也会有利于提高公司间会计信息的可比性。首先，为了规范和控制企业对利润的人为操纵，垒实经营业绩，新准则大幅压缩了会计估计和会计政策的选择项目，限定了企业利润调节的空间范围（罗婷等, 2008），从而增强了信息可比性。其次，新会计准则引入公允价值计量属性，避免了历史成本作为会计核算的唯一原则使企业资产的账面价值与市场价值相差较远的弊端，提高了会计信息对使用者的价值。第三，部分准则条款减少了公司利润操纵的空间，如非流动资产减值一经计提，后续期间不得转回。由于我国上市公司连续亏损就会被ST，甚至退市，“大洗澡”行为成为了上市公司利润操纵的重要手段，新准则的这一规定抑制了各公司根据利润操纵的需要随意进行减值处理的行为，为同行业内各公司执行一致的减值会计政策提供了较好的基础。第四，新准则对绝大多数会计业务做了区分，并给出细致规定，这有利于各公司根据经济业务类型选择相应的会计政策，从而避免了因为准则制定不全面或不合理导致企业选择不恰当会计政策等行为的出现。最后，相对于旧准则，新准则对一些会计政策的使用做了更为明确的规定和解释，企业具有更强的可操作性，这有利于企业更准确的使用会计方法与会计政策，从而增强信息可比性。然而新会计准则的有效执行并非一蹴而就的，还需要治理机制做保障，如果相关治理机制没有及时跟上，新准则的执行效果也会有所折扣。高利芳（2009）认为会计准则从颁布到发挥作用要经历过渡阶段，各个阶段都存在着不同的制度变迁成本和收益，准则执行效果可能也会表现出差异。朱凯等（2009）则认为会计准则改革存在暂时性成本。基于上述分析，本文认为我国2007年的新会计准则实施初期，保障机制不完善及改革成本的存在使得会计信息可比性不会有显著变化，而当准则实施一段时间进入成熟期后，准则得到了有效执行，新准则的效用逐渐发挥出来，会计信息可比性会有显著提升。关于新会计准则实施期间的划分，结合林钟高（1998）、高利芳（2009）的观点，将新会计准则实施前3年界定为实施初期（即2007-2009年），3年后（即2010年后）进入实施成熟期。提出如下假设：

假设1：我国新会计准则实施初期，企业会计信息可比性没有显著提升，而到了新会计准则实施成熟期，会计信息可比性会有显著提升

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源 选择我国沪深两市的A股上市公司为样本，样本期间为2002-2012年。同时对样本做了如下调整：由于金融、保险业上市公司适用的会计准则与其他公司不同，因此删除了这两个行业的公司；删除被特别处理（即ST）的上市公司；根据前述计算指标及数据要求，删除信息不全或有异常值数据的公司；删除当年首发上市的公司，即从首发后第二年开始选取样本，最后共选择12285个观测值。数据来源于WIND数据库。

（二）会计信息可比性测度方法 De Franco et al.（2011）设计的会计信息可比性测度方法，把会计系统定义为企业经济业务生成财务数据的转换过程，用函数形式表述如下：

其中fi（）表示公司i的会计系统（也称为会计转换函数），两个公司的会计信息转换差异越小，则会计系统的可比性越强。依据这一逻辑，给定相同的经济业务，如果两个公司能生成相似的财务数据，则会计信息可比性越强。也就是说，拥有可比会计系统的两个公司i和j，fi（）和fj（）的差异应该较小，给定经济业务X，公司i和j生成的会计信息的差异也比较小。为了使上述定义有操作性，与Kothari（2001）一致，用股票收益代表经济业务对公司的净影响，用会计盈余这一重要的财务指标代表公司的会计信息。为计算公司i第t期的会计信息可比性，使用第t期前的连续16个季度数据估计下述方程：

上式中，Earningsit为季度会计盈余水平（实证检验中用季度会计收益率来表示），而Returnit为季度股票收益率。根据方程（1）可知，上式的估计系数αˆi和βˆi表示公司i的会计转换函数fi（·）。类似的，αˆi和βˆi表示公司j的会计转换函数fj（·）（通过公司j的Earningsjt与Returnjt回归估计得到）。

两个公司间转换函数的相近程度表示会计信息可比性，为了估计这种相近程度，对于公司i和j，假定经济业务相同（用Returnit表示），分别采用各公司的转换函数来计算它们的预期盈余。

其中E（Earnings）iit表示在期间t，依据公司i的会计转换函数及公司i的股票收益计算得到的公司i的预期盈余，而E（Earnings）ijt表示在期间t，依据公司j的会计转换函数及公司i的股票收益计算得到的公司j的预期盈余。上述方程（3）和方程（4）均采用公司i的收益Returnit来做预测（不失一般性，也可以用Returnjt来预测），这样就可以计算两公司在经济业务相同的情况下所生成的会计盈余的差异程度。

定义公司i和公司j之间的会计信息可比性（COMPijt）为两公司预期盈余差异绝对值的平均数的相反数。

COMPijt值越大表示公司i与公司j之间的会计信息可比性越强。除了计算公司i和公司j之间的可比性外，还可以通过如下方法计算得到公司i的公司层面可比性测度值。具体来说，以公司i为基准，计算出同一行业内每一对公司组合i和j的会计信息可比性值，然后将所有与i配对的组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）等文献均采用上述方法进行了相关实证研究。但该方法的最大问题是它是基于单个公司连续16个季度（即4个会计年度）股票收益和会计盈余计算出来一个平均值，如果把该可比性值纳入回归方程进行实证检验，其他变量最好也是4年平均值，而平均值难以反映各变量的年度变化过程，会屏蔽掉许多随年度变化的因素（如资产负债率每年都会发生变化，如果用4年平均值，则难以反映实际变化情况），因此研究结果可能存在一定误差。也就是说，该方法仅能得到4年平均可比性值，而无法得到某个公司在某一年度的截面可比性值，这一定程度上限制了该方法的应用范围（尤其是不适合在一国证券市场内部从微观层面进行会计信息可比性的影响因素研究）。本文考察新准则实施能否提高可比性，需要各年度的截面可比性值，也受到上述方法不足之处的限制。

为了得到截面可比性值，Neel（2011）、Andréet al.（2012）、Lin et al.（2013）、Jayaraman和Verdi（2014）等文献采用计算行业平均会计转换函数的思路对前述测度方法进行了改进。这些文献的改进思路基本一致（均计算行业平均会计转换函数），但根据研究目的不同，其具体操作方法有一定差异，本文采用Andréet al.（2012）的操作方法。假设公司i隶属于行业M，采用年度数据，将M行业内除公司i外的所有其他公司按照如下方程进行截面回归。

其中m∈M且m≠i，Earningsm为公司m的年度会计盈余，而Returnm为公司m的年度股票收益率，上述方程回归后得到的估计系数αˆM和βˆM所代表的会计转换函数fM（·）即是行业M除公司i外的所有其他公司的平均转换函数（公司i在方程回归时已经被剔除）。

与前述公式（3）及公式（4）的思路一致，给定公司i的经济业务Returni，采用行业平均会计转换函数fM（·）来计算其预期会计盈余。

公司i的会计盈余Earningsi与预期会计盈余E（Earnings）i的差值的绝对值的相反数即是公司i的会计信息可比性度量值COMPi，其值越大代表可比性越强。

需要指出的是，公式（5）仅能得到公司i和公司j之间的会计信息可比性值，而公式（8）能得到公司i和同行业内其他所有公司之间的会计信息可比性值（如De Franco et al.（2011）所述，也称为公司i的公司层面会计信息可比性值），因为公式（4）是采用公司j的会计转换函数来计算预期会计盈余，而公式（7）是采用同行业内其他公司的平均会计转换函数来计算预期会计盈余。

上述改进方法不需要季度数据，仅采用年度数据即可计算出公司的截面可比性值，极大的方便了其在会计信息可比性实证研究中的应用。Neel（2011）、Andréet al.（2012）、Lin et al.（2013）、Jayaraman和Verdi（2014）等文献依据该方法进行了相关实证研究，均得到了预期研究结果，说明了该改进方法是有效的。然而出于实证研究的稳健性考虑，本文在采用该改进方法测度出会计信息可比性值后，仍将从多个角度对测度结果进行有效性检验。

（三）模型构建 本文构建如下的多元线性回归方程来检验新会计准则实施对会计信息可比性的影响。

其中α0为常数项，αi（i=1，2， ，21）表示回归系数，因变量COMP表示会计信息可比性，根据本文第3.1节所述Neel（2011）、Andréet al.（2012）、Lin et al.（2013）、Jayaraman和Verdi（2014）等文献对De Franco et al.（2011）的测度方法的改进方法来计算（即方程（6）、（7）及（8）所示的截面可比性计算方法）。自变量NEW是新会计准则实施变量，由于同时考察新准则实施的不成阶段可比性的提升效果，NEW分别用变量NEW1及NEW2来表示。NEW1考察新会计准则实施初期（即2007-2009年）可比性的提升效果，当企业处于新准则实施初期时取值为1，处于旧准则实施期间则取值为0；NEW2考察新会计准则实施进入成熟期后（即2010年后）可比性提升效果，当企业实施新准则进入成熟期时取值为1，处于旧准则实施期间则取值为0。

控制变量选择参考了已有文献的研究成果。参考Brochet et al.（2013）、Francis et al.（2014）、Neel（2015）等文献，加入企业规模SIZE、长期负债率LDR、公司成长性GROWTH、流动比率CR等控制变量；参考Francis et al.（2014），加入资产净利率波动性STDROA作为控制变量；参考Fang et al.（2015），加入双重上市变量BHSHARE作为控制变量；由于会计信息可比性与企业盈余管理行为有紧密关系（Sohn,2011），加入应计盈余管理程度变量ABS_DA作为控制变量。由于新会计准则实施变量NEW1、NEW2属于是否实施新会计准则的年度0-1虚拟变量，因此不再适合加入年度虚拟变量来控制宏观经济效应，这样本文就替代性地加入年度GDP增长率来控制宏观经济效应。此外，由于会计信息可比性是度量同行业内所有公司间会计信息的可比性，本文也加入同行业内公司数量NUMBER作为控制变量。各变量定义及计算方法见表1。

表1 研究变量定义

四、实证分析

（一）会计信息可比性的测度结果及有效性检验 利用前文所述改进的截面会计信息可比性测度方法（即方程（6）、（7）及（8））对中国上市公司2002-2012年的会计信息可比性进行度量，得到每一年的公司层面可比性度量值。图1则给出了各年会计信息可比性均值的变化。

图1 2002-2012年中国上市公司会计信息可比性变化趋势

由图1可知，旧会计准则期间（2002-2006年）的会计信息可比性均值稳定在-0.047左右，而新会计准则实施初期（2007-2009年）可比性均值没有增加的趋势，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，这可能是因为在新准则实施初期，各方面的配套还不完善，会计人员对于合理使用新准则也不是很熟练，导致可比性出现短期下降。但随后可比性就出现回升，尤其是新准则实施进入成熟期（即2010年后），可比性均值明显高于旧准则实施期间，2010年升到了-0.040，2012年更是升到了-0. 038，这证明新会计准则的实施提高了中国上市公司会计信息的可比性，对会计信息质量提高起到了正向促进作用。然而这仅仅是直观描述结果，新会计准则实施到底能否提升会计信息可比性还需要在控制可比性的相关影响因素的基础上进行多元线性回归后才能验证。

出于研究的稳健性考虑，采用如下两种方法对可比性测度结果进行有效性检验。第一种方法是考察会计信息可比性与其他会计信息质量特征的关系（如相关性、可靠性）。相关性是指会计信息与信息使用者所要解决的问题相关联，即与信息使用者进行的决策有关，并具有影响决策效率的能力。可比性越高，信息使用者获取信息的成本越低，经营决策效率越高，因此如果可比性测度结果有效，它与相关性会显著正相关。可靠性是指会计报表如实反映符合确认和计量要求的各项会计要素及其他相关信息，可靠性较高表明企业严格执行了会计准则规定的会计程序及会计方法，盈余操纵程度较低，企业间的会计信息可比性也会较强，这样可靠性与可比性也会显著正相关（采用Jones（1991）的应计盈余管理程度计量方法来度量可靠性）。第二种方法是检验可比性与证券市场信息效率（用分析师预测效率指标来表示）的关系。会计信息可比性越高，分析师获取相关信息的成本越低，其预测效率就会增加。根据Bae et a.（2008）及De Franco et al.（2011）的结果，可比性越高，分析师盈利预测精度越高，预测偏度越低。因此如果本文的可比性测度结果是有效的，它会与分析师盈利预测精度显著正相关，与预测偏度显著负相关。可比性与相关性及可靠性均显著正相关，且可比性与分析师盈利预测精度显著正相关，与盈利预测偏度显著负相关，这与预期都是一致的，这就在一定程度上证明了本文的可比性测度结果是有效的。限于篇幅，这里不再列示检验结果。

（二）描述性统计 描述性统计结果如表2所示。从表2可以看到，由于NEW1考察新会计准则实施初期会计信息可比性的提升效果，其样本包括2002-2006及2007-2009年的上市公司，观测值为7619个；而NEW2考察新会计准则实施成熟期可比性的提升效果，其样本包括2002-2006及2010-2012的上市公司，观测值增加到9029个。长期负债率均值为0.078，说明中国上市公司总体上长期负债并不多。可靠性变量ABS_DA的标准差为0.059，小于Cohen et al.（2008）的美国上市公司统计结果0.17，这说明中国上市公司之间的盈余管理程度差异要小于美国上市公司。

表2 主要研究变量的描述性统计

（三）回归分析 为考察新会计准则实施对会计信息可比性的影响效果，方程（9）的检验结果如表3所示。从表3可以看到，模型（Ⅰ）中新准则实施变量NEW1的回归系数虽然为负，但并不显著，因此在新会计准则实施初期，会计信息可比性并没有显著变化；而在模型（Ⅱ）中新准则实施变量NEW2的回归系数在1%水平上显著为正，即当新会计准则实施进入成熟期后，会计信息可比性有了显著提升，假设1得到了验证，这样本文就从会计信息可比性的视角证明了实施新会计准则起到了提高会计信息质量的作用。两个模型的调整后R2均达到了0.16以上，说明回归方程的自变量及控制变量对因变量有较好的解释能力，模型构建较为合理。从控制变量结果来看（以模型（Ⅰ）为例进行说明），企业规模变量SIZE的回归系数在1%水平上显著为正，因此企业规模越大，越能严格遵循会计准则规定采用适当的会计程序与会计方法，与同行业内其他企业会计信息的可比性就越强。负债率变量LDR的回归系数显著为负，负债率越高的企业出现财务困难的可能性越高，越有可能隐藏真实经营业绩，会计信息可比性就越低（Neel,2015）。成长性变量GROWTH的回归系数在1%水平上显著为正，因此成长较快的公司的会计信息越透明，信息可比性越高，这与Fang et al.（2015）、Neel（2015）等文献的结论一致。双重上市变量BHSHARE的系数显著为负，当A股公司同时在B股或H股上市时，会计信息可比性较低，这可能是由于双重上市公司需要根据两套不同会计准则编制不同的会计报表，这一定程度影响了其对国内会计准则的使用及判断，导致与国内同行业其他公司的信息可比性下降。这与Fang et al.（2015）的结论类似，该文发现本地公司同时在美国跨境上市时，信息可比性较低。收益率波动性变量STDROA的回归系数显著为负，企业经营业绩的波动程度越大，反映经营业绩的会计信息与其他企业的会计信息的可比性就越弱（Francis et al.,2014）。

（四）稳健性检验 （1）新会计准则实施初期可比性没有显著提升的结论是否在不同治理环境下仍然存在？表3发现在新会计准则实施初期会计信息可比性没有显著提升，然而这仅仅是整体检验结果，它没有考虑到治理环境差异，因为治理环境不同，会计准则执行力度可能有一定差异。这里按照投资者保护程度、终极控制人性质、股权制衡度及审计质量对整体样本进行分组检验。关于投资者保护程度的度量，采用目前国内文献的常用方法，用樊纲等（2011）中的市场化综合指数来度量，指数越大表明治理环境越好，相关法律体系越完善，投资者保护水平越高。中国上市公司的终极控制人可以分为地方政府、中央政府、自然人或家族、特殊法人。其中前两类公司也称为国有控股上市公司，而后两类公司称为非国有控股上市公司。股权制衡度等于第二到第四股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值。参考肖作平（2006）等文献，采用审计费用变量来度量审计质量，审计费用越高表明审计师付出更多精力与努力，审计质量越高，为了减少公司规模对审计收费的影响，这里的审计费用变量值等于审计费用自然对数与公司规模自然对数的比值。除了终极控制人性质按照实际情况分组外，投资者保护程度、股权制衡度及审计质量均按照变量值将样本均分为两组。分组检验结果如表4所示。从表4可以看到，在四种不同的分组方法下，各模型中新会计准则实施变量NEW1的回归系数均不显著，这与表4的检验结果是一致的，说明了在新会计准则实施初期，在不同的治理环境下会计信息可比性仍然没有显著提升，会计制度改革存在暂时性成本（朱凯等，2009）。

表3 新会计准则实施对会计信息可比性影响的回归分析

表4 新会计准则实施初期在不同治理环境下会计信息可比性提升效果的检验结果

（2）新会计准则实施成熟期下内外部治理环境是否影响会计信息可比性的提升效果？表3发现了在新会计准则实施成熟期会计信息可比性有显著提升，这里需要考虑的问题是，这种提升效果在不同的治理环境下是否仍然存在。与表4一致，仍然按照投资者保护程度、终极控制人性质、股权制衡度及审计质量进行分组检验。此外，还在方程（9）中建立了新准则实施变量与治理环境变量的交乘项来考察不同治理环境下实施新准则进入成熟期后可比性的提升效果是否存在显著差异。投资者保护程度变量用符号PROT表示。终极控制人性质用变量CONTROL表示，国有控股公司时CONTROL取值为1，非国有控股公司时取值为0。股权制衡度变量用BALANCE来表示，审计质量变量用AUDIT表示。检验结果如表5所示。从表5可以看到，在上述四种不同的分组方法下，新会计准则实施变量NEW2均显著为正，因此表3的检验结果是稳健的，当新会计准则实施进入成熟期后，在不同的内外部治理环境下会计信息可比性均有显著提升。从交乘项检验结果来看，Panel A中交乘项NEW2×PROT的回归系数在10%水平上显著为正，因此在投资者保护程度比较高的地区，新会计准则实施进入成熟期后会计信息可比性的提升幅度更高。在投资者保护程度较高的地区，经理人员及审计师违规行为的诉讼风险较高，为避免法律诉讼或受到处罚，此时管理层会严格执行会计准则，可比性得到更快提升。Panel B中交乘项NEW2×CONTROL的回归系数均在1%的水平上显著为负，因此在国有控股上市公司中新会计准则实施进入成熟期后可比性的提升幅度要弱于非国有控股股上市公司，这主要是由于国有控制公司治理环境较差导致的。Panel C中交乘项NEW2×BALANCE的回归系数在1%水平上显著为正，因此当上市公司股权制衡程度较高时，新准则下会计信息可比性的提升效果更显著。上市公司控股股东侵占行为的典型特征是隐秘性，为了保护侵占行为的隐秘性，避免外部股东的干预，控股股东往往会控制会计政策及经济业务，隐瞒控制权收益和公司的真实业绩，降低企业信息披露的透明度。当股权制衡度较高时，控股股东侵占中小股东利益的行为受到抑制，此时大股东隐蔽真实业绩的动力减弱，对企业会计政策及会计方法的干预减少，会计信息可比性提升较快。Panel D中交乘项NEW2×AUDIT的回归系数在10%水平上显著为正，因此当上市公司审计质量较高时，经理人员会更严格执行新会计准则，从而导致会计信息可比性提升幅度更高。

五、结论

实证结果表明：新会计准则实施初期（实施前3年）会计信息可比性没有显著变化，而进入成熟期后（实施3年之后）可比性会有显著提升。按照投资者保护程度、终极控制人性质、股权制衡度及审计质量等治理特征的分组检验结果发现在不同的治理环境下新会计准则实施初期可比性均没有显著变化，而成熟期后可比性均显著提升，且当投资者保护程度较强、终极控制人为非国有控股、股权制衡度较高或审计质量较高时，新会计准则实施进入成熟期后可比性提升效果更显著。

表5 新会计准则实施进入成熟期后内外部治理环境影响会计信息可比性提升效果的检验结果

*本文系国家自然科学基金青年科学基金项目（项目编号：71202153）；中央高校基本科研业务费专项资金资助项目（项目编号：L1506019）的阶段性研究成果。

［1］高利芳：《基于趋同的会计准则变迁与会计准则执行研究》，厦门大学2009年博士学位论文。

［2］罗婷、薛健、张海燕：《解析新会计准则对会计信息价值相关性的影响》，《中国会计评论》2008年第6期。

［3］谭洪涛、蔡春：《新准则实施会计质量实证研究——来自A股上市公司的经验证据》，《中国会计评论》2009年第2期。

［4］袁知柱、吴粒：《会计信息可比性研究评述及未来展望》，《会计研究》2012年第9期。

［5］朱凯、赵旭颖、孙红：《会计准则改革、信息准确度与价值相关性——基于中国会计准则改革的经验证据》，《管理世界》2009年第4期。

［6］吕晓燕、张滕滕：《中国新会计准则国际协调效果研究——基于会计信息可比性的视角》，《山东大学学报(哲学社会科学版)》2010年第4期。

［7］周芳：《会计准则变革对QFII投资的影响研究——基于会计准则可比性的视角》，《山西财经大学学报》2015年第12期。

［8］刘媛媛、朱彧：《可比性视角下大陆、香港会计准则差异分析》，《财会月刊》2014年第17期。

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［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.

（编辑 文 博）