股票發行注冊制改革與行業會計信息可比性

潘愛玲 李廣鵬 邱金龍

【摘要】本文以2017 ～ 2021年滬深A股非科創板上市公司為樣本， 基于多期倍分法研究注冊制改革對同行業企業會計信息可比性的影響。實證結果發現： 注冊制改革能夠產生溢出效應， 提升同行業企業會計信息可比性； 市場競爭能夠強化這種溢出效應。機制檢驗發現， 注冊制改革主要通過優化同行業企業信息披露質量、 強化投資者謹慎心理特征、 壓縮同行業企業盈余操縱空間產生溢出效應。異質性檢驗發現， 在審計師不具有行業專長、 機構投資者持股比例較低的企業中， 注冊制改革提升會計信息可比性的效果更明顯。經濟后果檢驗發現， 注冊制改革的溢出效應最終緩解了企業融資約束、 促進了企業高質量發展， 即注冊制改革發揮了提升資本配置效率、 服務實體經濟發展的作用。本文研究結論可以為全面促進注冊制改革實施、 完善資本市場功能提供有益借鑒。

【關鍵詞】注冊制改革；溢出效應；信息披露；市場競爭

【中圖分類號】 F275? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）22-0061-8

一、 引言

黨的二十大報告強調深化要素市場化改革， 建設高標準市場體系。注冊制改革是深化資本市場改革、 發展直接融資的核心舉措， 會對我國經濟高質量發展起到重要推動作用。與股票發行核準制相比， 注冊制將上市門檻轉變為信息披露要求， 證券監管部門不再實質性判斷企業價值， 而是交由市場進行選擇。我國股票發行注冊制改革經歷了多個階段的探索： 2013年， 黨的十八屆三中全會首次提出推進注冊制改革； 2019年， 科創板試點注冊制； 2020年與2021年， 創業板與北交所依次改革實行注冊制； 2023年， A股市場全面實行注冊制， 滬深主板注冊制首批企業完成上市， 注冊制改革進入新的發展階段。注冊制改革的政策效果實際如何亟待科學評估， 相關研究極具理論價值及現實意義。

現有文獻主要聚焦于注冊制改革的直接經濟后果研究， 諸如提高IPO質量（黃悅昕等，2023；祝文達等，2023）、 增強市場定價效率（賴黎等，2022）、 降低殼公司價值（時昊天等，2021）等。注冊制改革除了給企業帶來直接影響， 還可能在行業、 產業鏈、 供應鏈等維度產生溢出效應。研究注冊制改革的溢出效應可以更加綜合地評價政策效果， 然而只有較少文獻分析了注冊制改革產生的溢出效應， 比如試點注冊制企業信息披露提高了同行業企業研發投入（劉瑞琳和李丹，2022）并降低了股價同步性（巫岑，2022）。會計信息質量是資本市場有效配置資源的基本依據， 也是評價注冊制改革實際成效的有益參考， 但是鮮有文獻研究注冊制改革在會計信息質量方面的溢出效應。

會計信息質量包括可比性、 相關性、 及時性等多個維度。其中， 會計信息可比性是指在經濟業務相同時， 不同主體的會計信息具有可比性， 其與行業因素密切相關， 是重要的會計信息質量特征。現有研究從CEO變更（張霽若，2017）、 內部人交易（周冬華和楊小康，2018）、 數字化轉型（聶興凱等，2022）等企業內部特征， 供應鏈集中度（方紅星等，2017）、 企業間高管聯結（周曉蘇等，2017）、 獨立董事連鎖（劉斌等，2019）等企業間特征， 以及審計師變更（謝盛紋和劉楊暉，2016）、 產品市場競爭（袁知柱等，2017）、 問詢監管（翟淑萍等，2020）等外部環境特征研究了會計信息可比性的影響因素。但是， 市場化改革等政策方面對會計信息可比性的相關研究較為匱乏。因此， 基于會計信息可比性角度揭示注冊制改革的溢出效應既可以補充與完善已有文獻， 也可以分析與評價注冊制改革的政策效果。

為了研究注冊制改革產生的溢出效應， 探明注冊制改革是否提升了同行業企業會計信息可比性， 本文以2017～2021年滬深A股非科創板上市公司為樣本， 通過多期倍分法（DID）進行實證檢驗。研究發現， 注冊制改革具有溢出效應， 可以提升同行業企業會計信息可比性； 市場競爭能夠強化注冊制改革產生的溢出效應。機制檢驗發現， 注冊制改革能夠優化同行業企業信息披露質量、 強化投資者謹慎心理特征、 壓縮同行業企業盈余操縱空間， 從而提升會計信息可比性。異質性檢驗發現， 注冊制改革的溢出效應在審計師不具有行業專長、 機構投資者持股比例較低的企業中更明顯。經濟后果檢驗發現， 注冊制改革的溢出效應能夠緩解企業融資約束、 促進企業高質量發展， 發揮提升資本配置效率、 服務實體經濟發展的作用。

二、 理論分析與假設提出

（一）注冊制改革與會計信息可比性

注冊制改革對會計信息可比性的溢出效應具體體現于優化同行業企業信息披露質量、 強化投資者謹慎心理特征、 壓縮同行業企業盈余操縱空間三個方面：

第一， 注冊制改革能激發信息披露溢出效應， 優化同行業企業信息披露質量。信息披露是注冊制改革的核心亮點及重要特征。申請注冊上市企業需要在招股說明書等信息披露文件中真實、 準確、 完整地披露相關信息， 包括行業特點、 業務流程、 會計政策、 風險因素等。申請注冊上市企業更為規范的信息披露模式降低了同行業企業信息獲取難度， 其能夠以更低成本獲悉行業前沿商業運營模式、 預測未來創新方向， 有利于改善行業整體信息環境（巫岑等，2022）。申請注冊上市企業在行業內發揮信息披露示范作用， 除了可以為同行業企業提供更多的增量信息， 還會影響存量信息， 改變同行業企業的信息披露決策。高質量、 充足、 全面的信息披露更容易在資本市場產生“眼球”效應， 同行業企業有更強的意愿學習或模仿申請注冊上市企業的信息披露模式， 優化自身信息披露質量。對于相同或類似的經濟交易， 申請注冊上市企業提供了可借鑒的會計信息， 同行業企業的學習模仿行為有利于保持相對一致的會計信息口徑， 從而提升會計信息可比性。

第二， 注冊制改革能提高市場自由選擇程度， 強化投資者謹慎心理特征。將選擇權交由市場是注冊制改革的邏輯主線及運行機制。注冊制改革將選擇權交給了“看不見的手”， 監管部門不再實質判斷申請上市企業價值及發展前景， 投資者需要自行分析做出投資決策。出于降低市場投資風險的考慮， 投資者更可能積極挖掘申請注冊上市企業的各類信息， 注重積累會計與金融方面的專業知識。行業是重要的投資分析維度之一（張學勇和唐國梅，2022）， 更謹慎的心理特征促使投資者在行業信息層面分配更多注意力， 了解更多同行業企業信息， 掌握行業發展現狀， 熟悉行業經營特點， 有利于投資者理解同行業企業不同會計政策的選擇是否能夠真正反映實際經濟業務。不符合行業發展情況的會計政策選擇更容易被謹慎的投資者識別并質疑， 市場壓力促使同行業企業調整不合理的會計政策， 從而提升會計信息可比性。

第三， 注冊制改革能增強行業信息透明度， 壓縮同行業企業盈余操縱空間。信息監管是注冊制改革的制度基礎及實施保障。注冊制改革降低了企業上市門檻， 但不意味著放松行政監管， 仍要繼續加大信息檢查和審核力度（張光利等，2021）。在注冊制改革背景下， 監管部門需結合現場檢查及督導等多種方式以提升監管效能， 中介機構需審慎核查申請注冊上市企業的申報材料以提高信息可靠性， 嚴格的信息監管降低了各類負面消息被隱藏的概率， 促使行業重要信息得到及時披露， 減少信息遲滯現象。更加透明的行業信息披露有助于打破投資者信息不對稱僵局， 信息劣勢緩解有益于提高投資者分析申請注冊上市企業及其所屬行業風險的能力、 辨明同行業企業真實運營情況。投資者信息不對稱難題的緩解優化了行業信息環境， 還可以抑制管理層機會主義動機（肖土盛等，2017； 彭雅哲和汪昌云，2022）。透明度高的行業信息加大了同行業企業違規披露會計信息的難度， 不利于管理層擇機選擇會計方法和會計政策， 壓縮了其進行盈余操縱的空間。更低的盈余操縱程度有助于保持同行業企業會計信息口徑在不同年份的一致性， 從而提升會計信息可比性。

綜上， 本文提出H1： 注冊制改革能夠產生溢出效應， 提升同行業企業會計信息的可比性。

（二）市場競爭對注冊制改革與會計信息可比性間關系的影響

市場競爭水平與企業會計信息披露質量關系密切（伊志宏等，2010； 韓忠雪和康永力，2015）， 是影響注冊制溢出效應的重要因素（劉瑞琳和李丹，2022）。在高強度市場競爭環境下， 企業為了保持競爭優勢更加關注同行業競爭對手行為（Lieberman和Asaba，2006）， 敏銳地捕捉申請注冊企業在生產運營、 財務會計等方面的信息， 維持會計估計及會計政策的相對一致性， 通過會計信息的橫向對比和縱向對比尋找保持競爭優勢的突破口和關鍵抓手。同時， 在高強度市場競爭環境中， 企業產品同質化現象突出， 經濟交易相似程度較高， 各種會計估計、 會計政策選擇的差異化程度更容易被放大（鐘廷勇等，2022）。注冊制改革增強了投資者對高質量、 高標準信息的要求， 通過會計信息的對比， 投資者更容易發現高強度市場競爭行業內企業不合理的會計信息披露方式， 抑制企業盈余操縱行為。此外， 在高強度市場競爭環境下， 企業極易出現資金短缺問題（Hoberg等，2014）， 更高質量的信息披露有益于緩解融資約束（任宏達和王琨，2019）。受到注冊制信息披露機制的影響， 申請注冊上市企業披露的會計信息質量更高， 降低了同行業企業會計方法或會計政策選擇的不確定性。為了獲取投資者的認可， 企業更具學習借鑒動機， 盡可能減少會計準則的錯誤應用， 提高財務報告質量， 以便于投資者對會計信息進行對比分析， 深層次理解和把握企業經濟業務實質。因此， 高強度市場競爭能夠加速釋放注冊制改革產生的溢出效應， 進一步提升會計信息可比性。

綜上， 本文提出H2： 高強度市場競爭可以強化注冊制改革的溢出效應， 即能提升同行業企業會計信息的可比性。

三、 研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2017 ～ 2021年滬深A股非科創板上市公司為研究樣本， 并進行了如下數據處理： 剔除2017年之后上市的樣本、 ST及金融類行業樣本和存在缺失值的樣本。經過一系列處理后， 共計獲得10202個觀測值。此外， 為了消除極端值的影響， 本文對所有連續變量進行了上下1%的縮尾處理。相關財務數據主要來自國泰安（CSMAR）數據庫。

（二）研究變量

1. 被解釋變量： 會計信息可比性（Compacc4）。參考De Franco等（2011）、 胥朝陽和劉睿智（2014）的研究， 本文使用上市公司i第t期前連續16個季度的數據， 通過公式（1）進行估計。其中， Earnings為季度凈利潤除以期初股價， Return為季度股票收益率。Neg為虛擬變量， 如果Return是負值， Neg取1， 否則取0。

估計得出回歸系數， 對上市公司i與j的盈余進行預測， 如公式（2）（3）：

然后， 定義上市公司i與j的會計信息可比性， 如公式（4）：

按照同樣的方法， 分別計算上市公司i與同行業其他公司的會計信息可比性， 并從大到小排序， 以t期前4個值的均值衡量上市公司i的會計信息可比性（Compacc4）。Compacc4取值越大， 會計信息可比性越高。

2. 解釋變量： 注冊制改革（Treat×Post）。本文使用多期倍分法研究注冊制改革的經濟后果， 設置Treat和Post兩個虛擬變量。Treat表示上市公司i所處行業是否屬于科創板板塊行業， 若屬于則取1， 否則取0。Post表示時間節點， 若t期上市公司i所處行業有公司預披露招股說明書取1， 否則取0。Treat×Post表示上市公司i所處行業在t期是否存在預披露的科創板公司。

3. 調節變量： 市場競爭（HHI）。本文以各行業的赫芬達爾—赫希曼指數（HHI）衡量市場競爭強度， 即行業內上市公司i的主營業務收入占行業總市場份額比值的平方和。上市公司i所處行業的HHI越小， 市場競爭強度越高。

4. 控制變量。參考Endrawes等（2020）、 方紅星等（2017）、 袁知柱等（2017）的研究， 本文選取企業層面與治理層面的控制變量。企業層面的變量包括企業規模（Size）、 企業成長性（Growth）、 資產負債率（Lev）與凈資產收益率（Roe）， 治理層面的變量包括獨立董事比例（Indepen）、 大股東持股比例（Top1）、 管理層持股比例（Msh）、 董事會規模（Board）與兩職兼任（Dual）。此外， 還控制了年份與行業固定效應。各變量的具體定義如表1所示。

（三）設計模型

為了研究注冊制改革能否對同行業企業會計信息可比性產生溢出效應， 本文設置如公式（5）所示的模型進行檢驗。其中， Controls表示控制變量， λ表示年份固定效應， μ表示行業固定效應， ε為隨機擾動項。因為Treat和Post分別與行業及年份固定效應存在共線性， 所以模型中不再單獨放入。

為了檢驗市場競爭（HHI）的調節作用， 本文設置了交乘項（Treat×Post×HHI）， 并且構建了如公式（6）所示的模型， 各變量的含義與公式（5）相同。

四、 實證結果與分析

（一）描述性統計

各變量的描述性統計結果如表2所示。會計信息可比性（Compacc4）的均值為-0.0041， 最小值為-0.0262， 最大值為-0.0005， 說明不同上市公司的會計信息可比性存在較大差異。注冊制改革（Treat×Post）的均值為0.3865， 說明近38.65%的樣本受到了注冊制改革的沖擊。描述性統計結果與已有文獻基本保持一致。

（二）單變量分析

為了分析注冊制改革與會計信息可比性的關系， 本文進行了單變量檢驗分析。表3報告了處理組與控制組的會計信息可比性均值、 中位數及對應的差異水平， 科創板板塊行業企業（處理組）會計信息可比性的均值和中位數均在1%的水平上顯著高于控制組， 這在一定程度上說明注冊制改革能夠產生溢出效應， 有利于提升同行業企業會計信息可比性。

（三）主回歸分析

主回歸結果如表4所示。列（1）為不加入控制變量與調節變量的回歸結果， 注冊制改革（Treat×Post）與會計信息可比性（Compacc4）在1%的水平上顯著正相關， 列（2）為加入控制變量的回歸結果， Treat×Post的回歸系數為0.0005， 在1%的水平上顯著， 說明注冊制改革產生了溢出效應， 提高了同行業企業會計信息可比性， 支持了H1。從經濟意義上來說， 注冊制改革促使會計信息可比性提升了約12.20%（0.0005/0.0041）。列（3）為加入控制變量與調節變量的回歸結果， 交乘項（Treat×Post×HHI）的回歸系數在1%的水平上顯著為負， 說明市場競爭強度越大， 注冊制改革對會計信息可比性的溢出效應越明顯， 證實了市場競爭強度發揮的正向調節作用， 支持了H2。在控制變量方面， 企業規模（Size）、 資產負債率（Lev）與會計信息可比性顯著負相關， 凈資產收益率（Roe）、 大股東持股比例（Top1）、 管理層持股比例（Msh）與會計信息可比性顯著正相關， 與既有研究基本保持一致。

（四）穩健性分析

1. 平行趨勢檢驗。為了探討注冊制改革沖擊前處理組與控制組的會計信息可比性是否存在顯著差異， 本文設置如公式（7）所示的模型進行平行趨勢檢驗。其中， Pre1、 Pre2、 Current、 Post1、 Post2均為虛擬變量： 若處于科創板注冊制改革沖擊前2期， Pre2取1， 否則取0； 若處于沖擊前1期， Pre1取1， 否則取0； 若處于沖擊當期， Current取1， 否則取0； 若處于沖擊后1期， Post1取1， 否則取0； 若處于沖擊后2期， Post2取1， 否則取0。回歸結果如表5列（1）所示， Pre2、 Pre1、 Current的回歸系數逐漸增加， 而且Pre2與Pre1的回歸系數不顯著， Current的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 說明滿足了平行趨勢假設。

2. 安慰劑檢驗。為了排除其他隨機性因素的干擾， 本文進行安慰劑檢驗。將2016年作為虛擬政策時間點， 選用2014～2018年作為樣本區間， 并設置安慰劑變量Placebo， 替換公式（5）中的Treat×Post變量。若上市公司i所處行業在2016年及之后存在預披露的科創板公司， Placebo取1， 否則取0。回歸結果如表5列（2）所示， Placebo的回歸系數不顯著， 說明通過了安慰劑檢驗。

3. 排除其他潛在的解釋。除了受到注冊制改革沖擊的影響， 企業會計信息可比性還可能隨著內部控制質量的增強而得到提升， 而且分析師關注能夠緩解投資者與上市公司之間的信息不對稱問題， 提升會計信息可比性。為了排除這兩個可能的解釋， 本文進一步控制了內部控制質量（ICQ）與分析師關注（Analyst）變量。其中， 內部控制質量（ICQ）為迪博數據庫中的內部控制指數加1的對數， 分析師關注（Analyst）為分析師跟進人數加1的對數。回歸結果如表5列（3）所示， ICQ、 Analyst與Treat×Post的回歸系數均在1%的水平上顯著為正， 說明內部控制質量和分析師關注不會影響本文的結論。

4. 替換被解釋變量。在計算完成上市公司i與同行業公司的會計信息可比性并排序后， 以t期前10個值的均值衡量會計信息可比性（Compacc10）。回歸結果如表5列（4）所示， Treat×Post的回歸系數為0.0007， 在1%的水平上顯著， 證明了原結論的穩健性。

5. 考慮會計信息可比性的滯后現象。考慮到注冊制改革產生溢出效應可能需要一定時間， 其對會計信息可比性的影響可能存在滯后現象。為了排除這一影響， 將被解釋變量替換為未來一期的會計信息可比性重新進行檢驗。回歸結果如表5列（5）所示， Treat×Post與Compacc4在1%的水平上顯著正相關， 仍然支持了原結論。

6. 更加穩健的標準誤算法。為了提高估計結果的準確性， 本文對標準誤進行企業維度的聚類處理。如表5列（6）所示， Treat×Post的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 支持了本文的結論。

五、 拓展性分析

（一）機制檢驗

1. 企業信息披露質量渠道。為了檢驗注冊制改革是否強化了同行業企業信息披露質量， 從而產生溢出效應， 提升會計信息可比性， 本文以深交所提供的上市公司年度信息披露考評結果衡量信息披露質量， 若考評結果為優秀或良好， 則認為屬于信息披露質量高組， 若考評結果為合格或不合格， 則認為屬于信息披露質量低組， 分組回歸結果如表6列（1）（2）所示。信息披露質量低組中Treat×Post的回歸系數為0.0012， 在1%的水平上顯著， 其系數大小及顯著性水平均高于信息披露質量高組， 而且在1%的水平上通過了組間系數差異檢驗（Chow Test）， 說明注冊制改革的溢出效應在信息披露質量較低的企業中更為明顯， 即注冊制改革能夠強化企業信息披露質量， 優化行業信息環境， 提升會計信息可比性。

2. 投資者謹慎心理特征渠道。為了檢驗注冊制改革是否強化了投資者謹慎的心理特征， 從而產生溢出效應， 提升會計信息可比性， 本文以上市公司百度搜索指數總量衡量投資者謹慎心理特征強度， 百度搜索指數總量越大， 投資者關注度越強， 其謹慎心理特征強度越大。本文按照百度搜索指數總量的中位數將樣本分為兩組， 回歸結果如表6列（3）（4）所示。投資者謹慎心理特征強度小組中Treat×Post的回歸系數與顯著性水平均高于投資者謹慎心理特征強度大組， 并且在5%的水平上通過了組間系數差異檢驗（Chow Test）， 說明注冊制改革的溢出效應在投資者謹慎心理特征強度較小的企業中更為突出， 即注冊制改革能夠強化投資者謹慎心理特征， 提升會計信息可比性。

3. 企業盈余操縱渠道。為了檢驗注冊制改革是否壓縮了同行業企業盈余操縱空間， 從而產生溢出效應， 提升會計信息可比性， 本文參考Dechow等（1995）修正的Jones模型來衡量盈余操縱程度（DA）， 具體如公式（8）（9）（10）所示。其中， TA為總應計利潤， A為期末總資產， PPE為固定資產凈額， ΔREV與ΔREC分別為營業收入與應收賬款變動額， NDA為非操縱性應計利潤， DA為操縱應計利潤的絕對值。DA取值越大， 盈余操縱程度越強。若DA值高于樣本中位數， 則認為屬于盈余操縱程度強組， 其余屬于盈余操縱程度弱組， 機制檢驗結果如表6列（5）（6）所示。盈余操縱程度強組Treat×Post的回歸系數為0.0006， 在1%的水平上顯著， 盈余操縱程度弱組Treat×Post的回歸系數為0.0004， 在5%的水平上顯著， 而且在1%的水平上通過了組間系數差異檢驗（Chow Test）， 說明注冊制改革的溢出效應在盈余操縱程度較強企業中更為顯著， 即注冊制改革能夠抑制盈余操縱空間， 提升會計信息可比性。

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（二）異質性檢驗

1. 審計師行業專長。具有行業專長的審計師積累了更多行業經驗， 熟悉行業狀況及特殊會計政策等， 能更準確地判斷審計重要性水平（鄭石橋和許玲玲，2020）， 有針對性地執行審計程序。缺乏行業專長的審計師難以保證審計質量， 被審計企業的會計信息可比性較差， 所以注冊制改革可能對其產生更為明顯的溢出效應。為了證實這一設想， 參考Zeff和Fossum（1967）的研究， 本文以行業市場份額法來衡量審計師行業專長（AudPro）， 具體計算過程如公式（11）所示。其中， REV表示審計費用， 公式的含義為審計師i在行業k占有的市場份額， 即AudPro數值越大， 審計師行業專長越突出。本文按照審計師行業專長的中位數將樣本分為審計師具有行業專長組和不具有行業專長組， 回歸結果如表7列（1）（2）所示。審計師不具有行業專長組Treat×Post的系數為0.0006， 高于審計師具有行業專長組的系數， 并且在1%的水平上通過了組間系數差異檢驗（Chow Test）， 說明注冊制改革的溢出效應在審計師不具有行業專長的企業中更明顯， 更容易提升其會計信息可比性。

2. 機構投資者持股比例。機構投資者通常具有更強的專業分析及信息挖掘能力， 參與公司治理能夠降低管理層進行盈余操縱的可能性， 而且為了提高決策效率， 其會要求管理層提供更可比的會計信息（孫光國和楊金鳳，2017）。較少的機構投資者持股比例不利于充分發揮治理作用， 企業原本的信息質量容易存在問題（徐經長等，2022）。在機構投資者持股比例不同時， 注冊制改革對企業會計信息可比性的溢出效應在理論上應存在差異。注冊制改革可以通過降低信息不對稱水平來彌補機構投資者持股比例不足的缺陷， 提升會計信息可比性的作用可能更明顯。本文按照機構投資者持股比例的中位數將樣本分為兩組， 回歸結果如表7列（3）（4）所示。Treat×Post在機構投資者持股比例多組中的系數為0.0004， 低于持股比例少組的系數0.0008， 而且在1%的水平上通過了組間系數差異檢驗（Chow Test）， 說明注冊制改革對機構投資者持股比例較低的企業具有更強的溢出效應， 能夠更有效地提升其會計信息可比性。

（三）經濟后果檢驗

1. 注冊制改革的溢出效應是否緩解了企業融資約束。可比性高的會計信息有利于資本市場合理配置資源， 注冊制改革提升企業會計信息可比性的溢出效應能夠滿足投資者的信息需求， 那么企業融資難問題應當有所緩解。為了檢驗注冊制改革溢出效應的進一步經濟后果， 本文以企業當年SA指數減去前一年SA指數衡量企業融資約束（ΔSA）。ΔSA數值越小， 說明融資約束緩解狀況越理想。本文設置了交乘項（Treat×Post×Compacc4）， 對公式（12）所示模型進行回歸， 結果如表7列（5）所示。Treat×Post×Compacc4與ΔSA在1%的水平上顯著負相關， 說明注冊制改革提升會計信息可比性能夠降低企業融資約束程度， 緩解融資難問題， 提升資本配置效率。

2. 注冊制改革的溢出效應是否促進了企業高質量發展。注冊制改革的重要目標是健全資本市場功能， 服務實體經濟高質量發展。可比性高的會計信息有利于提高企業股東或債權人的投資決策效率， 促使政府監管部門有效配置資源。為了分析注冊制改革的溢出效應是否可以促進企業高質量發展， 本文參考許曉芳和陸正飛（2022）的研究， 使用LP半參數法計算全要素生產率， 并以企業當年全要素生產率減去前一年全要素生產率衡量高質量發展水平（ΔTFP）。ΔTFP數值越大， 企業高質量發展水平越強。本文對公式（13）的模型進行回歸， 結果如表7列（6）所示。Treat×Post×Compacc4的系數為2.1363， 在10%的水平上顯著， 說明注冊制改革通過提升會計信息可比性能夠促進企業全要素生產率提高， 更好地賦能實體經濟高質量發展。

六、 研究結論與對策建議

（一）研究結論

本文以2017 ～ 2021年滬深A股非科創板上市公司為研究樣本， 使用多期倍分法研究了注冊制改革對同行業企業會計信息可比性的溢出效應。研究發現， 注冊制改革能夠產生溢出效應， 提升同行業企業會計信息可比性，市場競爭可以強化溢出效應。機制檢驗發現， 注冊制改革通過優化同行業企業信息披露質量、 強化投資者謹慎心理特征、 壓縮同行業企業盈余操縱空間三個渠道提升會計信息可比性。異質性檢驗發現， 注冊制改革產生的溢出效應在審計師不具有行業專長、 機構投資者持股比例低的企業中更明顯。經濟后果檢驗發現， 注冊制改革產生的溢出效應最終緩解了企業融資約束、 促進了企業高質量發展， 即注冊制改革發揮了提升資本配置效率、 服務實體經濟發展的作用。

（二）對策建議

結合研究結論， 為了推動我國全面注冊制改革行穩致遠， 健全資本市場功能， 更好賦能實體經濟， 本文分別從監管機構、 企業、 中介機構層面給出相應的對策建議。

1. 監管機構需持續完善信息披露細則要求， 加大信息披露違規懲罰力度。在放管結合的注冊制改革過程中， 監管機構應始終堅持以強化信息披露機制為核心， 在將選擇權交由市場的同時加強信息監管力度， 通過審核問詢方式履行信息監管職能， 從源頭上保障注冊上市企業的信息披露質量， 發揮注冊制帶動會計信息可比性提升的作用。不斷細化行業特征信息披露規則， 要求企業給出變更會計估計方法或會計政策的合理性解釋， 對于存在爭議的會計方法或會計政策選擇及時給出指引準則， 促使企業披露更高質量、 更具可比性的會計信息， 滿足投資者的信息需求， 讓市場發揮資源配置作用。監管機構還需把好注冊制改革的“入口關”， 壓實中介機構責任， 加強現場督導并規定嚴格的信息披露違規懲罰措施， 如將虛假披露財務信息的企業納入失信被執行人名單、 追究相關中介機構失職責任等， 強化監管震懾力。建立健全注冊制改革的配套制度， 如完善投資者集體訴訟制度等事后監管機制， 提高企業違規披露會計信息的成本， 有力保護投資者合法權益。此外， 相關部門還需打造有效市場競爭機制， 抑制行業壟斷現象， 激發企業競爭活力， 在全面注冊制下更好地提升會計信息可比性。

2. 企業應緊抓注冊制改革新機遇， 通過提升會計信息可比性吸引投資者關注。企業應認識到注冊制改革可以提高注冊上市企業的信息披露質量， 為同行業提供了有益參考。及時關注同行業注冊上市企業披露的行業特征、 會計方法、 會計政策等信息， 通過學習或借鑒等方式增強會計準則應用的準確性， 維持相對一致的會計信息披露方式， 借助會計信息對比尋找競爭突破口。更具可比性的會計信息也便于投資者進行對比分析， 防止投資者關注的損失。企業應積極調整不符合行業特征的會計估計方法或會計政策選擇， 并且對相關變更做出充分說明。同時， 企業應注意注冊制改革增強了行業信息透明度， 投資者心理特征更趨謹慎， 應避免擇機選擇會計方法或會計政策， 避免盈余操縱行為。理性參與市場競爭， 降低由于惡性競爭而違規變更會計信息披露方式的概率， 提升會計信息可比性從而真正緩解融資約束、 加快高質量發展步伐。

3. 中介機構要增強行業專長能力， 提高失職責任風險意識。注冊制改革加劇了證券公司、 會計師事務所等中介機構的競爭程度， 對其專業能力和風險意識也提出了更高要求。中介機構要提高行業維度的信息挖掘及分析能力， 確保注冊上市企業的信息披露質量符合要求， 為注冊制改革產生溢出效應夯實基礎。同時， 中介機構要積極調整業務承接策略， 在選擇客戶時注重其行業屬性， 有方向地培養行業專長能力， 不僅能幫助企業選擇符合行業特征的會計估計方法和會計政策， 提高其會計信息可比性， 還有利于中介機構合理控制風險、 獲取更多經濟資源， 在全面注冊制下實現高質量發展。

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（責任編輯·校對： 劉鈺瑩? 羅萍）