经济高质量发展离不开会计高质量发展，会计高质量发展一直以来受到准则制定机构、监管部门和资本市场的广泛关注。为更好促进企业会计准则的制定与实施，财政部修订了收入准则，于2017年发布《企业会计准则第14号——收入》（财会〔2017〕22号）（下称新收入准则），要求境内外同时上市的企业2018年1月1日开始实施新收入准则，其他境内上市企业2020年1月1日开始实施新收入准则。新收入准则将风险报酬转移模型完善为以合同为基础的“五步法”确认模型，其核心理念为控制权观，强调是否确认收入的关键为是否失去对商品或服务的控制，而控制的核心在于主导其使用并从中获取经济利益。新收入准则不区分行业、商品或服务的性质，而是聚焦“合同”和“合同中的单项履约义务”。若履行该义务导致企业失去了对原商品或服务的控制，企业无法继续主导使用商品或服务，无法从继续使用商品或服务中获益，则可确认收入的实现。在原收入准则下，Prakash和Sinha（2013）认为企业可以通过将收入与费用错配实现盈余管理，但这会损害会计信息的可靠性。理论界和实务界普遍认为，对销售商品、提供劳务、让渡资产使用权和建造合同采用不同的确认计量标准是原收入准则存在的最主要问题。新收入准则克服了原收入准则下确认计量标准不一致的“顽疾”，更能够满足新经济模式的需求。收入作为六大会计要素之一，在财务信息处理过程中是第一步而且是最关键的一步，更是上市公司操纵利润的“深水区”。因此，新收入准则在上市公司实施是否能达到准则制定者的预期目标，是否能够提升中国财务会计工作的质量，值得进一步展开实证研究。

准则制定遵循的决策有用观认为，会计的功能在于提供高质量的会计信息，以方便信息使用者做出经济决策。何为高质量的会计信息？ 2021年，财政部会计司在企业会计准则高质量实施工作培训会议上强调，新时代会计信息质量要求包括会计信息治理健全有效、反映经济实质、会计政策合理、会计信息可比和信息披露透明。该要求将会计信息可比性置于新时代监管举足轻重的位置。与传统的会计信息质量相关性和可靠性相比，可比性研究虽然起步较晚，但随着中国企业会计准则与国际财务报告准则持续趋同，可比性也成为学者关注的热点话题。2010年，FASB发布了《财务报告概念框架》，认为可比性是保证会计信息决策有用的基本特征，可以使得同样的经济行为反映到报表项目上是相似的。会计信息可比性可以帮助投资者通过财务报告清晰、快速、准确地判断公司行为的异同，提升决策效率，进而提升整个社会的投资效率。Kim等（2013）发现可比性的提高抑制了公司股价崩盘风险。Chen等（2020a）指出可比性提升了公司盈余报告的价值相关性，增强了资本市场对于盈余报告的信任度。因此，本文聚焦会计信息质量可比性，研究新收入准则的实施对会计信息质量的影响，通过PSM-DID方法对新收入准则的实施效果进行实证分析。

本文的主要贡献在于：第一，丰富了具体会计准则经济后果的相关文献。新收入准则至今在境内外上市公司中实施四年，而后在所有上市公司实施两年，基于准则全面推广时间较短，现有文献大多停留在“如何做”的规范性研究上，关于“做得如何”等实证性分析较少。加之2020年后全球经济进入后疫情时代，诸多经济模式被迫发生重大改变，新收入准则能不能发挥经济信息“翻译者”和“转化者”的作用、是否对市场具有正外部性亟待验证。本文在新收入准则实施后率先对具体会计准则实施质量进行实证研究，丰富了准则实施的经济后果，能够为准则制定机构、资本市场监督机构和会计信息使用者提供决策参考。第二，扩展了可比性影响因素的相关研究。现有关于可比性影响因素的研究主要集中在公司制度层面，准则对可比性的影响主要在于国内会计准则与国际财务报告准则的不断趋同，鲜有研究关注具体会计准则的实施对可比性的影响。第三，为相关部门科学、宏观地理解新收入准则的实施后果提供了证据支持，为新收入准则的进一步完善提供了理论指导。

大量国内外文献检验了会计准则变迁对企业会计信息质量的影响。会计信息质量主要包括相关性、可靠性和可比性。罗婷等（2008）发现在2008年收入准则实施后，受准则影响越深的领域，相关性的提高越明显。朱凯等（2009）并未发现会计准则的实施提高了会计信息质量，而是认为公允价值的广泛运用使投资者对会计信息准确度产生了怀疑，从而降低了会计信息可靠性。Armstrong等（2010）研究了欧洲强制采用国际财务报告准则（IFRS）的经济后果：一方面可能会通过降低信息不对称和风险带来正向的市场反应，包括可比性的增强；另一方面也可能因不适应当地政治文化环境带来负向的市场反应，包括可比性的减弱。王玉涛和韦程元（2020）针对中国会计准则历来修订过程中存在的政治性和技术性进行了探讨，认为中国会计准则修订整体带来了显著的市场反应，支持了会计准则修订“政治性”假说。不同学者对会计信息质量研究的侧重点不同，导致会计准则经济后果的结论也不同。会计准则变迁不仅包括国家整体会计准则与国际会计准则的趋同，也包括某项具体会计准则的单独实施。Cheng等（2018）分析了SFAS 142号准则（要求企业将商誉摊销改为每年进行减值测试）的实施后果，发现受SFAS 142号准则影响的公司，管理层预测精度显著提升。吴秋生和田峰（2018）发现《企业会计准则第39号——公允价值计量》（财会〔2014〕6号）全面引入公允价值第三层次计量，未影响可靠性却显著提升了相关性。然而，新收入准则作为一项具体会计准则在中国实施至今，鲜有文献探究其变迁对会计信息质量的影响。

目前国内关于新收入准则实施效果的文献主要采用案例分析法。王峰章和孙娜（2020）认为，新收入准则的实施对房地产行业产生了极大影响。原收入准则下房地产行业采用交房时一次性确认收入的方式，而新收入准则下房地产行业应该按照履约进度在一段时间内确认收入，这极大地改善了房地产行业会计信息滞后的问题，提高了会计信息可比性。潘新兴等（2020）研究了新收入准则对建筑行业的影响。原收入准则下的完工百分比法将非正常损耗的人工、材料和制造费用均计入成本，导致对施工进度的不合理估算，而新收入准则下采用投入法和产出法将不合理损耗从履约进度中扣除，与合同收入形成了更好的配比。王夏（2020）认为新收入准则的实施将给会计人员带来更多盈余管理的空间。综上，自新收入准则实施以来，鲜有研究实证探讨其对整个资本市场的影响。

自2011年De Franco提出会计信息可比性的度量方法后，关于公司层面的会计信息可比性研究不断涌现，研究主要集中在可比性的经济后果方面（De Franco等，2011）。袁振超和饶品贵（2018）发现可比性的提升可以提高投资效率和企业对投资机会的敏感度。杜妍和王生年（2021）指出会计信息可比性可以缓解长期股价漂移现象。DeFond等（2011）指出国际财务报告的强制实施会增强会计信息可比性。而Barth等（2012）发现准则的国际趋同并没有带来可比性的显著提升，原因在于国际准则强制实施前，各国已经形成了较为统一的会计制度。除准则的影响因素外，后续研究发现公司层面的影响因素，如客户集中度（周冬华和梁晓琴，2018）、独立董事连锁（刘斌等，2019）和会计师事务所国际化（彭雯和张立民，2021）也会显著影响会计信息可比性。潘临等（2021）指出地区社会信任水平（非正式制度）的提高对会计信息可比性也具有显著的正向效应。

综上，不同学者对会计信息质量的定义不同，会计准则变迁与会计信息质量之间关系的研究结果也不尽相同。由于新收入准则在中国上市公司的实施时间不长，且已有研究主要局限于案例分析和单个行业分析。在此背景下，本文聚焦会计信息质量可比性，考察新收入准则实施对会计信息质量的影响。

收入作为衡量企业盈利能力和价值的指示器，如果每个企业均能做到高质量地确认收入，那么整个行业内会计信息就具有可比性。新收入准则将原《企业会计准则第15号——建造合同》（财会〔2006〕3号）与原《企业会计准则第14号——收入》（财会〔2017〕22号）合并，不再划分行业，均以合同为基础，将收入的确认和计量大致分为五步，对规则导向型标准进行了简化和整合，使其能够适应新经济需求。计量口径一致使得新收入准则更具有包容性，理论上来说，采用新收入准则处理的经济信息可比性更强。相比于原收入准则分行业确认收入，以合同为起点不分行业和业务性质确认收入增强了会计信息的一致性和可比性。Kasztelnik（2015）发现《国际财务报告准则第15号——客户合同收入》提高了会计信息披露质量，显著提升了企业价值。因此，实施新收入准则的企业，会计信息可比性可能更强。

但是，从聚焦合同到聚焦单项履约义务，再到聚焦合同价款的合理分配，对于上市公司财务会计人员而言是一个全新的挑战。原则导向型准则在增加财务人员处理灵活性的同时，也需要大量的职业判断。例如：如何识别已订立的合同？对于合同合并和变更的情况应该怎样处理？如何在合同中识别单项履约义务？采用何种方式将交易价格分摊至单项履约义务以及是按照时点确认收入的实现还是按照时段确认收入的实现？这些问题的解决均需会计人员有坚实的理论功底并理解准则制定背后的逻辑。依赖更多职业判断且不同公司所处的法律环境存在差异，会使会计信息可比性降低（Streaser等，2014）。Cascino和Gassen（2015）发现会计准则的国际趋同提升了会计信息可比性，但其作用大小取决于各个国家国际趋同过程中要求的严格程度。另外，新收入准则全面实施的时间较短，学习成本和适应成本的增加可能使新收入准则的实施效果大打折扣。因此，实施新收入准则也可能使会计信息可比性降低。基于此，本文提出如下竞争性假设：

H1a：新收入准则的实施提高了会计信息可比性。

H1b：新收入准则的实施降低了会计信息可比性。

随着确认原则由风险报酬转移观转变为控制权观，新收入准则的实施对全行业产生了较大的影响。但新收入准则采取的控制权观并不是与风险报酬转移观完全对立，相反二者存在交叉和相似之处。另外，新收入准则实施的目的是处理新经济形式下出现的新业务，当公司业务与之前相比差异不大且未在特定行业的情况下，新收入准则并不会对企业会计处理产生较大的影响。因此，本文聚焦建筑行业 ¹ ，因为新收入准则对该行业的收入确认进行了颠覆式改变。2018年前，上市公司收入根据业务类型分别采用原《企业会计准则第15号——建造合同》（财会〔2006〕3号）或原《企业会计准则第14号——收入》（财会〔2017〕22号）。若该业务属于建筑行业业务，通常履约周期较长、收款时间较长，则遵循第15号建造合同准则，采用完工百分比法；若该业务属于其他行业业务，则遵循第14号原收入准则。2018年后，新收入准则不再区分业务性质，而是将两者合并，这给建筑行业带来了较大影响。虽然建筑行业依旧普遍采用在某一时段确认收入的方式，但是使用方法却发生了变化。在新收入准则下，满足下列条件之一的可以在某一时段确认收入：第一，客户边履约边受益，可以通过返工测试进行判断；第二，客户能够控制在建商品；第三，商品是定制的或具有不可替代用途，企业享有合格收款权，即任何时间企业均有权收取已履约部分的成本加合理利润。在这三种情况中，建筑行业最常见的是第三种，但是合格收款权限制条件较多，企业是否能够采用完工百分比法需要结合具体情况进行分析。基于此，本文提出如下假设：

H2：相比于其他行业，新收入准则的实施对建筑行业会计信息可比性的提高作用更为显著。

在资本市场上，国有企业通常更易以较低的资本成本获得银行贷款，也有更多机会获得政府补助（Li等，2009），更易获得上市机会（Aharony等，2000），且更易受到投资者青睐，上市后获得股权再融资的概率通常也高于非国有企业（祝继高和陆正飞，2011）。会计信息方面，国有企业通过粉饰财务报表获得债权人和股东资金的动机和压力相对较小，其财务会计信息质量相对较高。而非国有企业面临较高的融资约束，需要在资本市场上“单打独斗”，自负盈亏，其通过财务会计系统进行盈余管理的动机更强（朱湘忆，2020），从而企业会计准则遵循度较低，会计信息可比性较差。在此背景下，新收入准则对非国有企业会计信息可比性的提升作用可能更加明显。基于此，本文提出如下假设：

H3：相比于国有企业，新收入准则的实施对非国有企业会计信息可比性的提高作用更为显著。

自2018年1月1日起，境内外同时上市的企业被要求采用新收入准则，这为使用双重差分模型提供了一个天然的实验场所，即从2018年1月1日起，境内外同时上市的企业采用新收入准则（实验组），但只在境内上市的企业使用原收入准则（控制组）。由于非上市公司自2021年1月1日开始使用新收入准则，实施时间较短，数据可得性有限且自身会计工作质量偏低，本文未纳入研究样本中，暂不进行研究。因此，最终本文选取2015−2020年A股上市公司作为样本。2015−2017年为政策实施前三年，2018−2020年为政策实施后三年，前后跨度六年，共得到19491个初始样本，分别剔除金融保险行业样本和ST、^*ST、PT及缺失值的样本后，最终得到有效样本6981个。其中，迪博内部控制指数来自DIB数据库，其余数据来自CSMAR数据库。本文对所有连续变量采用上下1%的Winsorize处理。

根据双重差分模型，本文设置分组虚拟变量Treat和时间虚拟变量Post。针对分组虚拟变量，若公司为在中国境内外同时上市的企业（A+H股），则该公司属于实验组，Treat取值为1，否则为0。针对时间虚拟变量，若样本数据来自2018年及以后，则Post取值为1，否则为0。核心解释变量为两个虚拟变量的乘积Did。本文构建如下模型（1）：

由于是否采用新收入准则受公司本身个体效应影响，为保持结论稳健，本文采用双向固定效应模型，同时控制年度效应（Year）和个体效应（Symbol），以避免因遗漏变量带来的内生性问题。为防止多重共线性问题，模型中不再加入Treat和Post变量。

被解释变量为会计信息可比性。本文参考De Franco等（2011）和唐雪松等（2019）的研究方法，计算上市公司会计信息可比性水平，用Average衡量所有与公司配对组合的可比性均值；用Median衡量所有与公司配对组合的可比性中位数；将可比性的值从大到小排序，用Top4Average衡量前四名可比性均值，用Top10Average衡量前十名的可比性均值。

参考已有文献，本文加入机构持股比例（Proportion）、资产净利率（ROA）、权益净利率（ROE）、账面市值比（ValueBookRatio）、公司规模（Lnsize）、是否由“四大”审计（Big4）、两职合一（Cocurrent）、独立董事占比（IndependenRatio）、净利润增长率（Incomegrowth）、财务杠杆（Leverage）等控制公司基本层面的指标，同时控制年度效应（Year）和公司个体效应（Symbol）。具体变量定义见表1。

表2列示了主要变量的描述性统计结果。可以看出，被解释变量会计信息可比性Average最大值为−0.001，最小值为−0.102，均值和中位数分别为−0.012和−0.010，标准差为0.007，表明样本之间可比性差异较大。另一会计信息可比性度量指标Median整体刻画出的样本特征与Average指标类似，不再赘述。虚拟变量Post的均值为0.591，说明样本整体前后分布均匀。

本文采用组内离差的固定效应模型，表3列（1）和列（2）结果显示，针对被解释变量Average和Median，Did对其影响至少在10%的水平上显著为正。这说明，在2018年新收入准则颁布之后，采用新收入准则的企业（A+H股上市公司），其会计信息可比性得到显著提升，假设H1a得到支持。

通常公司是否采用新收入准则并不是随机的，能在境内外同时上市的企业，其公司会计制度本身更加完善，内部控制更加有效，会计人员业务水平更高，这可能使这些公司的会计信息可比性本身更高。为解决样本选择不随机的问题，本文同时采用PSM-DID结合的方法进行检验。在采用倾向得分匹配方法进行样本匹配时，运用半径匹配法，匹配半径为0.05，以尽可能减少因为倾向得分匹配而导致的样本数量缺失。表3列（3）和列（4）列示了采用倾向得分匹配后的双重差分检验结果。结果显示，当被解释变量为Average时，Did的系数在10%的水平上显著为正，而当被解释变量为Median时，Did的系数在5%的水平上显著为正，假设H1a再次得到支持。这说明在排除因样本选择可能存在的内生性问题后，假设H1a仍旧成立，即新收入准则的实施显著提升了样本公司的会计信息可比性。

本文通过 Hausman检验，得到Chi²（12）=327.99，p值等于0.000 ² ，说明拒绝原假设，采用固定效应模型是合适的。

进行倾向得分匹配的重要前提是满足共同支撑假设，本文对此进行了检验 ³ 。bias%在处理前大部分大于10%，说明在匹配前实验组和控制组存在较大差异；bias%在处理后均小于10%，且t值均不显著，说明在匹配后两组间已不存在显著差异。因此，在倾向得分匹配后执行新收入准则的企业（实验组）和未执行新收入准则的企业（控制组）在控制变量上不存在显著差异，满足共同支撑假设，可以采用PSM-DID进行回归分析。

运用双重差分模型检验政策执行效果的一个重要假设是平行趋势。即在新收入准则实施前，实验组和控制组的会计信息可比性应该保持大致相同的增长趋势，而在新收入准则实施后，其影响导致实验组会计信息可比性的增长趋势出现显著变化，这也正说明政策冲击是会计信息可比性提升的原因。为检验实验组和控制组是否符合平行趋势假设，本文在回归分析中加入Before3、Before2、Before1、Current和After1 等交互项。其中，Before3为Year=2015时得到的2015与2018的差值（−3）与Treat=1的乘积，以此类推。回归结果如表4列（1）所示，政策实施前的Before3、Before2和Before1的回归系数均不显著，而新收入准则实施当年Current和之后After1的回归系数显著为正，这说明政策实施促使控制组的会计信息可比性得到较大提升，实验组和控制组满足平行趋势假设。同时，本文通过Stata软件绘制了平行趋势检验图。如图1所示，Before3、Before2、Before1的置信区间在0左右波动，新收入准则实施当年Current以及实施后第一年After1的置信区间与0无关，这同样说明通过了平行趋势检验。

图  1  平行趋势检验

为保证研究结论更加可靠，本文采用反事实构造法，假定新收入准则实施时间提前至2017年或推后至2019年。表4列（2）为提前至2017年的回归结果，Did2017的系数不显著；列（3）为推后至2019年的回归结果，Did2019的系数依旧不显著。结果表明，上文结论稳健。

借鉴De Franco等（2011）关于可比性的研究，本文将可比性的度量更换为Top4Average和Top10Average。在更换被解释变量后，回归结果如表4列（4）和列（5）所示，核心解释变量Did与被解释变量的系数均在1%的水平上显著为正，与上文回归结果一致。

针对假设H2，本文区分行业类型进行分样本检验，对于行业的划分，采用《上市公司行业分类指引》（2012年修订）的分类原则与方法。其中，建筑行业包括房屋建筑业、土木工程建筑业、建筑安装业和建筑装饰及其他建筑业。回归结果如表5列（1）和列（2）所示，建筑行业Did的系数在5%的水平上显著为正，而非建筑行业不显著。这说明新收入准则实施后，相比于其他行业，建筑行业会计信息可比性的提升更为显著，假设H2得到支持。为增强结论的稳健性，本文同时检验建筑行业与非建筑行业两组间Did系数差异的显著性，采用费舍尔组合检验，经验p值为0.000，说明两组间Did系数在统计上存在显著差异。

针对假设H3，本文按产权性质进行分组检验，结果如表5列（3）和列（4）所示。非国有企业Did的系数在1%的水平上显著为正，而国有企业不显著，说明相比于国有企业，新收入准则的实施对非国有企业会计信息可比性的提升作用更显著，假设H3成立。为增强结论稳健性，本文同时检验国有企业与非国有企业两组间Did系数差异的显著性，采用费舍尔组合检验，经验p值为0.080，说明两组间Did系数在统计上存在显著差异。

内部控制是企业重要的治理机制，研究发现高质量的内部控制显著抑制了企业的应计盈余管理行为（刘斌等，2021），进而提升了会计信息质量。相比于内部控制较强的企业，内部控制较弱企业的管理层更有机会和动机进行盈余管理，其会计准则遵循度相对较弱，会计信息质量较差。在此背景下，新收入准则对内部控制较弱企业会计信息可比性的提升作用可能更显著。基于此，本文参考李瑞敬等（2022）、林钟高和张天宇（2018）的研究，通过DIB数据库获取迪博内部控制指数（IC）衡量企业内部控制质量。当IC大于年度中位数时，代表企业内部控制强，否则企业内部控制弱。本文对两组样本进行分样本检验，结果如表6列（1）和列（2）所示，在内部控制强的样本组中Did的系数并不显著，而在内部控制弱的样本组中Did的系数在5%的水平上显著为正。结果表明，新收入准则的实施对会计信息可比性的提升作用在内部控制较弱的企业中更显著。本文同时检验两组样本间Did系数差异的显著性，经验p值为0.038，说明两组间Did的系数在统计上存在显著差异。为进一步探求内部控制与新收入准则在会计信息可比性的提升上是否存在替代关系，本文构建如下模型（2）：

回归结果如表6列（3）所示，Did的系数显著为正，Did×IC的系数显著为负且IC的系数显著为正，这说明整体而言越是在内部控制薄弱的企业，新收入准则发挥的积极作用越明显，随着内部控制的增强，新收入准则的积极作用逐渐降低。即内部控制与新收入准则在会计信息可比性的提升上具有明显的替代效应，在提升会计信息质量上新收入准则的实施弥补了内部控制薄弱的不足。

根据有效监督假说，外部监督越强，越有利于公司治理能力的提升和企业会计准则的高质量实施。外部监督通过声誉机制、行政介入机制和“用脚投票”机制对企业管理层施压，从而对公司内部决策行为和财务系统产生影响。本文探讨外部监督在新收入准则实施过程中的调节效应，采用分析师关注度和研报关注度两个指标作为外部监督强弱的代理变量。借鉴李春涛等（2014）的研究，本文采用一年内上市公司跟踪分析师（团队）数量（AnaAttention）来衡量分析师关注度。当企业分析师跟踪人数大于年度中位数时，代表分析师关注度高，否则代表分析师关注度低。同理，本文采用一年内上市公司跟踪分析的研报数量（ReportAttention）来衡量研报关注程度，运用同样方式将样本分为研报关注度高的样本和研报关注度低的样本。分样本检验回归结果如表7所示，对于分析师关注度高的样本，Did的系数在10%的水平上显著为正，而对于分析师关注度低的样本，Did的系数并不显著。对于研报关注度高的样本，Did的系数在10%的水平上显著为正，而对于研报关注度低的样本，Did的系数并不显著。这说明新收入准则的实施对于分析师关注度高和研报关注度高的企业会计信息可比性的提升作用更为显著，外部监督促进了新收入准则的高质量实施。本文检验分析师关注度高与分析师关注度低两组样本间Did系数差异的显著性，经验p值为0.037；检验研报关注度高和研报关注度低两组样本间Did系数差异的显著性，经验p值为0.002。

会计信息可比性的提升是否受财务信息披露中介效应的影响？本文将财务信息披露水平（EvaluationResult）作为中介变量进行检验。财务信息披露水平根据上市公司信息披露考评信息表的考评结果衡量，其中，考评结果为1表示优秀，2表示良好，3表示合格，4表示不合格。中介效应检验参考温忠麟等（2004）的中介效应检验三步法：第一步，检验新收入准则的实施是否能显著提升会计信息可比性，结果在前文主回归中已得到验证，表8列（1）亦有列示；第二步，检验新收入准则的实施是否能显著提升企业财务信息披露水平；第三步，检验新收入准则的实施和财务信息披露水平的提高同时对会计信息可比性的影响。表8列示了中介效应的机制分析结果，列（2）结果显示Did的系数与EvaluationResult的系数显著负相关。值得说明的是，由于信息披露水平衡量方式的问题，数字越小表明信息披露水平越高，所以这说明新收入准则的实施使财务信息披露水平显著提升。以上分析在第二步中得以验证。列（3）结果显示EvaluationResult的系数在5%的水平上显著为负，这说明信息披露水平发挥了中介效应，新收入准则的实施主要通过财务信息披露水平的提高促进了会计信息可比性的提升。本文进一步进行了Sobel检验，结果显示z值为2.5，p值为0.012，显著拒绝原假设，说明中介效应存在。本文同时采用Bootstrap对Sobel检验进行修正，结果显示间接效应的置信区间在0.0001和0.0005之间，并未包含0，同样说明中介效应存在。

为使中介效应结果更加稳健，本文参考Chen等（2020b）对中介效应的处理，同时采用理论推导的方式证明上述第三步，以避免因Did和EvaluationResult同时存在导致的内生性问题。林钟高和李文灿（2021）的研究表明，信息披露监管模式的变更提高了会计信息披露水平，从而提高了会计信息可比性。周微等（2021）指出机构投资者交叉持股会提高财务信息披露质量，从而提升会计信息可比性。这说明财务信息披露质量与会计信息可比性正相关。由表8列（2）可知，新收入准则的实施提升了公司的财务信息披露水平，而财务信息披露质量的提高增强了会计信息可比性。综上，信息披露质量在新收入准则实施与会计信息可比性之间发挥了中介效应。

本文采用PSM-DID方法，探讨了具体会计准则对会计信息质量的影响，借助2018年新收入准则颁布实施的大背景，实证研究了新收入准则的实施能否提升会计信息可比性的问题。实证分析发现，相比于未实施新收入准则的企业，实施新收入准则企业的会计信息可比性更高，该结论经一系列稳健性检验后依然成立。分行业检验发现，相比于其他行业，建筑行业会计信息可比性的提升更为显著，这意味着新收入准则对建筑行业影响更大，且为正向影响。分产权性质检验发现，相比于国有企业，新收入准则对非国有企业会计信息可比性的提升作用更为显著，这主要是因为非国有企业本身会计信息质量较差，良好的外部刺激更容易产生正向效应。调节效应分析发现，相比于内部控制强的企业，新收入准则对企业会计信息可比性的提升作用在内部控制弱的企业中更为显著，表明内部控制与新收入准则在会计信息可比性方面存在替代效应，新收入准则的实施弥补了内部控制薄弱的不足。同时，相比于外部监督弱的企业，新收入准则对企业会计信息可比性的提升作用在外部监督强的企业中更为显著，表明外部监督与新收入准则在会计信息可比性方面具有互补效应。这主要得益于外部监督的正向机制，外部监督越强，越有利于企业会计准则的高质量实施。此外，中介效应检验发现，新收入准则通过提高财务信息披露水平来提升企业会计信息可比性。

本文得到如下启示：第一，总体来说，新收入准则的实施达到了准则制定者和监管层的最初目标。尤其是对于非国有企业等内部控制薄弱的企业，新收入准则弥补了内部控制薄弱的不足，与内部控制形成良好的替代效应，这对于会计工作的高质量发展大有裨益。同时应该看到，从会计信息可比性这一指标来看，数据显示不同企业差异巨大，这说明企业的会计信息质量还有待提高，要保证高质量准则的高质量实施，中国财务会计还有很长的路要走。准则制定者可以结合新收入准则在首批企业中的执行情况，进一步完善与准则配套的应用指南与解释，将原则导向和规则导向相结合，为全面执行新收入准则做好指引。第二，良好的外部监督机制是保证准则高质量实施的强心剂。分析师是资本市场金融财务专业知识的传递者和挖掘者，是企业经营业绩的预测者，分析师监督是提高会计信息质量的重要外部治理机制之一。为进一步规范资本市场的有效运行，监管机构应该建立健全分析师有效跟踪机制。第三，企业信息披露是最大程度提高会计信息质量、减少市场信息摩擦、实现资源优化配置的良好手段。加强和完善信息披露制度在中国注册制实施的大背景下，有利于实现新收入准则对市场的正外部性。