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2019年12月26日，京东方发布公告，预售其100%控股的孙公司淏盛能源，淏盛能源的核心资产为巴彦淖井田5.1亿吨煤炭资源。2019年12月27日，京东方的兄弟公司昊华能源发布公告，其孙公司京东方能源拥有的9.6亿吨煤炭配置资源量存在错误，实际应为4.5亿吨，导致2015年利润虚增14亿元。更进一步地，如果京东方出售淏盛能源（每吨1.5元）的价格是公允的，那么京东方能源拥有的煤炭资源可能需要减值18亿元①。由此可知，存在共同所有权的企业，其会计信息计量、披露等决策行为可能会相互影响，共同所有权具有一定的信息联结效应。
相比于高管、独立董事等基于个人特征建立的社会网络，共同所有权网络联结建立在机构投资者对同行业不同上市公司同时重仓持股的基础上，是一种正式的制度安排（周晓苏等，2017；刘斌等，2019）。相比于个人社会网络，共同所有权对企业行为的影响更为直接。共同所有权有助于促进联结企业之间的协调合作，提高合作水平和效率（He和Huang，2017），从而促使联结企业之间形成稳定的战略合作关系（Azar等，2018）。共同所有权联结企业之间的协调合作可以提高企业获利能力和产品市场集中度，降低市场竞争程度；联结企业通过设置进入壁垒，将价格提高到垄断水平，从而提升企业产品市场绩效（Martin和Schmalz，2018）。共同所有权能有效降低企业交易成本、信息披露专有成本等，从而增强联结企业自愿披露信息的动机，促进信息共享，改善信息环境（Pawliczek和Nicole，2018）。
已有研究主要从公司治理（Kang等，2015；Martin和Schmalz，2018）、产品市场竞争（He和Huang，2017；Azar等，2018；Dennis等，2020）、兼并收购（Chris等，2018）、企业财务政策（Fang等，2015）等视角探讨共同所有权的经济后果，但对共同所有权与会计信息可比性之间的关系较少涉及，这为本文的研究提供了契机。
一方面，共同所有权通过改善公司治理行为提升会计信息可比性。相比于单独持股的机构投资者，共同机构投资者具有强烈的动机去缓解共同持股企业之间的竞争，降低因企业实施过于激烈的竞争策略而带来经济损失的可能性，从而促进共同所有权网络联结企业相互合作，内部化不同企业之间的负外部性。更进一步地，共同机构投资者可以从共同持股的多家企业获得更多的信息和治理经验，发挥公司治理作用，促使管理层提供更可比的会计信息。
另一方面，共同所有权发挥着信息传递的重要作用。基于共同所有权形成的企业间社会关系网络，为联结企业搭建了信息沟通的桥梁，有助于加强联结企业间的信息传播、经验共享与行为学习，同时为企业财务与会计行为的模仿提供了重要渠道（Hens和Schenk-Hoppé，2009）。鉴于此，当多家上市企业通过共同所有权而建立起相互关联的信息网络时，其在会计政策选择等方面的信息交流、经验学习与行为模仿可能促使会计信息可比性的提升（周晓苏等，2017）。
本文以2007−2018年中国沪深A股上市公司为样本，研究发现共同所有权与会计信息可比性具有显著正向关系，共同所有权有助于提高会计信息可比性。机制检验方面，共同所有权有助于提升公司治理水平，发挥信息效应，从而提高会计信息可比性。本文进一步分析不同类型机构投资者持股和产权性质对共同所有权与会计信息可比性之间关系的影响，发现稳定型机构投资者和民营企业会强化共同所有权与会计信息可比性之间的正向关系。
本文的可能贡献在于：第一，与已有文献研究高管社会网络等非正式网络联结不同，本文研究共同所有权这一正式网络联结的经济后果，有助于补充正式网络联结相关文献，同时丰富会计信息可比性影响因素相关文献。第二，本文从公司治理和信息效应角度考察正式网络联结影响会计信息可比性的作用路径，发现共同所有权能有效发挥公司治理作用，提高企业信息透明度，这为后续研究共同所有权的经济后果提供了理论基础和经验证据。第三，本文从基金共同持股视角研究不同类型基金共同持股对会计信息质量的影响，丰富了基金持股异质性相关文献。
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已有文献主要从公司治理（Kang等，2015；Martin和Schmalz，2018）、产品市场竞争（He和Huang，2017；Azar等，2018；Dennis等，2020；潘越等，2020）、信息优势（Kacperczyk等，2005）等方面探讨共同所有权的影响。
（1）公司治理视角。共同所有权表明机构投资者同时在多家上市公司持有股份，因此与单独投资一家企业的股东不同，共同机构投资者对共同持有企业重大决策的经济后果更为关注，更有动机积极参与公司治理，从而对企业行为产生更为直接的影响（He和Huang，2017；Azar等，2018）。基于共同所有权建立的企业联结网络有助于机构投资者发挥信息收集、治理经验积累等优势，优化了机构投资者对共同持有企业的监督机制，进而提升了对共同持有企业的治理作用（Kang等，2018）。
（2）产品市场竞争视角。基于投资组合总价值最大化原则，共同所有权会降低联结企业之间实施过于激烈的竞争策略的可能性，抑制共同持有企业间的竞争行为，缓解共同持有企业间的竞争程度。共同所有权通过抑制产品市场竞争，促进共同持有企业间的协调合作，提升联结企业定价能力，进而提高联结企业利润率、绩效和投资组合总收益（Gilo等，2006；Park等，2019；潘越等，2020）。以美国为例，在航空业，共同所有权平均提高了机票价格的3%−7%（Azar等，2016）；在银行业，共同所有权提高了存款产品的价格并降低了存款利率（Azar等，2018）。共同所有权也可能促使联结企业设置市场进入壁垒，推动产品市场竞争趋于垄断，从而导致经济损失，尤其会给消费者带来不利影响（O’Brien和Salop，2000）。然而，也有文献发现共同所有权并非必然导致垄断行为（Kennedy等，2017；Dennis等，2020）。
（3）信息优势视角。共同所有权的一个重要特征是信息优势产生的规模经济（Kacperczyk等，2005）。共同所有权的存在促使企业之间相互关联，并建立一个内涵丰富的联结网络，这一联结关系成为企业间合作的有利渠道，促进了企业间的协调、信息共享等，从而有利于行业内企业建立更加稳定的战略合作关系（Azar等，2016）。共同所有权的联结特征，增进了共同持有企业之间的协调，促进了行业内共同持有企业以联合投资、战略联盟等多种方式进行战略性合作，进一步提升了企业创新水平和盈利能力（He和Huang，2017）。企业之间的信息自愿披露随着共同所有权水平的提高而增多，表明这一联结关系降低了企业信息披露成本，改善了企业间的行业协调机制（Pawliczek和Nicole，2018）。
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可比性作为会计信息质量特征之一，可以提高会计信息决策有用性（FASB，2010），有助于会计信息使用者迅速、精准地识别和比较不同会计主体的财务状况、经营业绩、盈利能力和发展前景等。美国财务会计准则委员会（FASB）指出，会计准则制定的目的之一是提升财务报告的可比性；财政部2006年发布的《企业会计准则》也指出会计信息可比性的重要性。会计信息可比性有助于会计信息使用者对各种类型的经济决策行为做出正确选择，从而提升资本市场资源配置效率。
从宏观角度来看，会计信息可比性在受到会计准则制定影响的同时，还会受到会计准则实施环境、法律文化、产品市场等因素的影响。（1）会计准则制定的影响。随着国际会计准则（IFRS）的颁布和实施，学者研究发现公司采用IFRS会显著提升国家间盈余变化同步性（Lang等，2010）和会计信息可比性（Barth等，2012；Dhaliwal等，2019）。（2）实施环境和法律文化的影响。国家文化差异（Ward和Lowe，2017）、地区法制环境差异（方红星等，2017）、实施XBRL制度（李青原和王露萌，2019）和中国证券交易所向上市公司发放财务报告问询函（翟淑萍等，2020）等均对会计信息可比性产生显著影响。（3）产品市场的影响。产品市场的竞争程度与行业内企业会计信息可比性显著负相关，即激烈的市场竞争会导致管理层提供可比性较低的会计信息（袁知柱等，2017）。
从微观角度来看，已有文献研究了外部信息使用者、企业内部、联结网络等对会计信息可比性的影响。（1）外部信息使用者层面。现有研究主要探讨审计风格（Francis等，2014；袁知柱和刘思琪，2019；Ege等，2020）、事务所合并（曹强等，2016；杨金凤等，2017；叶飞腾等，2017）、事务所行业专长（袁振超和韦小泉，2018）、事务所国际化（彭雯和张立民，2021）、签字会计师（潘临等，2019；Chen等，2020）、机构投资者行为（Fang等，2015）和债券融资（杨丹等，2019）对会计信息可比性的影响。（2）企业内部层面。会计信息作为企业内部经济活动的系统反映，会受到企业自身因素的影响。企业对日常经营活动的会计处理方法选择直接决定财务信息的生成结果——财务报告，也将影响企业会计信息的可比性水平。现有文献基于企业内部因素的研究较多，主要从企业内部治理（袁振超和饶品贵，2018）、内部人交易（周冬华和杨小康，2018）、客户集中度（周冬华和梁晓琴，2018）、内部控制（王迪等，2019）、高管变更（张霁若，2017）、任职情况（陈国辉和殷健，2018）、连锁独立董事（刘斌等，2019）和高管薪酬（张勇，2020）等方面展开。（3）联结网络层面。一方面，联结网络会对会计信息可比性产生负向影响。基于供应链联结网络，大供应商或大客户可能通过私下沟通等渠道获得私有财务信息，从而提高获利能力。这种信息共享行为会显著削弱企业发布可比性较高的会计信息的动机，降低供应商、客户对可比会计信息的需求（方红星等，2017）。另一方面，联结网络会改善企业间的会计信息可比性。董事联结形成的网络可以为相关信息、知识以及经验传递提供重要渠道（陆贤伟等，2013）。董事网络可以促进信息、经验在企业间的交流和学习，董事联结企业具有相似的会计政策选择行为，即对于同一经济业务，存在董事联结关系的企业会在盈余信息方面呈现相似性（周晓苏等，2017）。
作为会计信息质量的特征之一，会计信息可比性对资本市场运行效率以及报表使用者的影响深远（周冬华和梁晓琴，2018；袁媛等，2019）。现有文献主要从公司层面对会计信息可比性的经济后果进行研究，大致可归为以下两个方面：
一是从企业自身经济活动的角度来分析会计信息可比性的经济后果。首先，企业财务信息由管理层掌握，管理层往往会在会计准则允许范围内，采取最符合自身利益的真实信息披露决策，因此会计信息可比性在提升资本市场运行效率方面具有重要影响（袁媛等，2019）。此外，基于不同国家的数据（袁知柱和吴粒，2012；胥朝阳和刘睿智，2014；Sohn，2016），管理层对企业盈余管理的调整或控制行为受到企业会计信息可比性的影响，随着会计信息可比性的增强，应计盈余管理行为向真实盈余管理行为转变。会计信息可比性的提高可以增强会计业绩的决策有用性（唐雪松等，2019），有助于薪酬契约的优化（Choi和Suh，2019；Nam，2020）。其次，随着会计信息可比性的增强，企业财务报告质量提升，内外部信息不对称程度得到缓解，违规行为受到抑制（雷啸和唐雪松，2021）。会计信息可比性的增强不仅可以降低企业信息获取成本，提高可用信息的总体数量和质量（De Franco等，2011），而且还能最大限度地降低交易成本，缓解企业融资约束，提高企业研发效率（Chircop等，2020），促进企业创新（陈玥和江轩宇，2017）。
二是从会计信息使用者的角度来分析会计信息可比性对其行为决策的影响。已有文献考察了会计信息可比性对分析师盈余预测、投资者优化投资决策等方面的影响（周冬华和梁晓琴，2018；周冬华和杨小康，2018）。较高的会计信息可比性有利于降低投资者的信息收集及处理成本，而财务报告使用者对具有可比性的会计信息的需求将加大管理层实施机会主义行为的成本（Gleason等，2008；Durnev和Mangen，2009），抑制管理层隐藏企业负面信息的动机，帮助投资者客观地评估信息披露主体的业绩和未来现金流入前景，从而抑制企业投资过度、缓解企业投资不足，提升投资效率（袁知柱和张小曼，2020）。在投资者获取和利用外部信息判断企业价值过程中，可比性的提升可以促进企业间盈余信息的传递，并通过企业间的信息溢出效应为外界提供增量信息，从而抑制企业避税活动；且会计信息可比性越高，外溢效应越明显（鲁威朝等，2019；李青原和王露萌，2020）。
综上，现有文献对共同所有权如何影响企业行为、会计信息可比性的影响因素等方面进行了初步的理论探索与实证分析，但相关的实证经验证据依然相对较少。虽有文献从供应链联结、企业间高管联结、独立董事联结等社会网络视角进行研究，但较少学者基于共同所有权这一正式网络联结视角研究会计信息可比性的影响因素。共同所有权网络联结这一正式的制度安排建立在机构投资者对同行业不同上市公司同时重仓持股的基础上，促使共同持有企业之间建立起一种相互联结的特殊关系，这一联结关系对企业的经营目标、会计行为、经济决策等方面均具有重要且更加直接的影响。基于此，本文从共同所有权这一正式网络联结视角进行研究，具有一定的理论和现实意义。
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共同所有权是上市公司通过共同的机构投资者持股而建立起来的企业间所有权联结网络，这种联结关系促进了企业之间的相互联系。与关注单个企业利润最大化不同，拥有投资组合的机构投资者更关注联结网络中企业投资组合的利润最大化，这一关注重点与共同所有权的特征相匹配。在投资组合企业之间建立起的所有权联结关系网络，可以促使共同所有权网络内的联结企业在行为选择、公司治理等方面战略性地相互影响（Kang等，2018）。
一方面，会计信息使用者的投资决策和市场资源的配置均受到会计信息质量的直接影响，高质量的会计信息提升了资本市场的有效程度和社会资源的配置效率。作为公司重要的外部治理机制和监督力量之一，机构投资者参与公司治理的行为受到行业协调机制的影响（Bushee，2004）。共同所有权能够有效促进行业协调，促使管理层通过一系列制度安排改善公司治理（李万福等，2020），从而机构投资者能够积极参与并通过一系列行为影响会计信息披露等上市公司决策，形成有效的外部治理机制，与股东大会、董事会等内部治理机制双管齐下，提高公司治理水平。
相比于单一投资者，共同机构投资者具有充足的动机和能力关注共同持有上市公司的会计信息，将企业的外部性内部化，遏制上市公司管理层操纵会计政策，肆意粉饰财务状况和经营业绩，以及操纵盈余、选择性披露等行为，从而约束管理层自利行为（Chung等，2002），形成对共同持有企业会计信息质量的有效监督，促进上市公司提供透明度更高、可比性更强的会计信息。因此，当企业管理层意识到机构投资者可能会以积极发声或退出威胁等方式加强对公司治理的参与时，出于因投资者出售股份对股票价格产生较大负面冲击的担忧，管理层会选择提供较高可比性的会计信息，以满足共同机构投资者对会计信息可比性的信息需求，帮助共同机构投资者准确评估企业业绩、管理层工作努力程度等（Edmans等，2019）。
另一方面，共同所有权在共同持有企业之间建立起一种相互联结的社会关系网络，这一共同所有权的特征提供了信息优势，对企业行为、决策以及信息披露等方面均具有重要影响。受益于共同所有权的信息传播优势，机构投资者能够以较低的成本收集并掌握多家共同持有上市公司相关的经营业绩表现；同时，共同所有权的联结网络，有助于共同机构投资者充分利用信息优势以实现自身效用函数最大化（Kacperczyk等，2005）。
当企业之间存在某种联结关系网络作为信息渠道时，企业会考虑环境不确定性以及合法性需求等因素而进行组织间的模仿行为。基于高管联结关系网络的企业，在捐款行为方面会呈现某种一致性，即目标企业的捐款行为会增强联结企业的捐款意愿（陈仕华和马超，2011）；同时，高管联结关系网络也会加强联结企业间的模仿行为，并且这种模仿行为遵循“逻辑模仿”“先内后外”的模仿定律（陈仕华和卢昌崇，2013）。在信息披露方面，对于存在共同董事的企业，目标企业会模仿联结企业的盈余操纵（Chiu等，2013）、盈余预测披露（Richardson等，2003）和研发投资决策（Han等，2015）等行为。高管联结关系网络和会计信息可比性也具有联动关系，已有研究发现高管联结企业会通过会计政策选择行为的模仿来提升联结企业间的会计信息可比性（周晓苏等，2017）。共同所有权在多家企业之间所建立的联结关系也同样可以作为企业之间相互模仿的信息渠道，因此在选择并确定某一会计政策时，企业可能会出于合法性需求而参考其他企业在这方面的会计政策选择。在会计估计与会计政策的选择过程中，共同所有权的存在会促使企业之间发生更频繁的模仿行为（周晓苏等，2017），而会计政策的选择则直接影响企业之间的会计信息可比性。
综上可知：一方面，共同所有权能够发挥公司治理效应，优化对共同持有企业的监督机制，抑制管理层操纵会计选择，进而提高会计信息可比性；另一方面，共同所有权具有信息效应，促使联结企业之间进行会计行为选择的模仿，从而提高会计信息可比性。基于此，本文提出如下研究假说：
H1：相比于未拥有共同所有权企业，共同所有权企业的会计信息可比性更高。
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考虑到2007年新会计准则实施可能对相关财务指标的计算产生影响，本文选取2007−2018年中国沪深A股主板上市公司作为初始研究样本，并做如下处理：（1）剔除金融行业样本；（2）剔除前16个季度净利润和季度股票收益率数据缺失样本、前16个季度行业代码发生变化的样本以及行业公司数量低于10的样本；（3）剔除其他相关数据缺失样本。经过上述筛选程序后，本文最终得到21929个公司−年度观测值。为缓解极端值的影响，本文对连续变量进行上下1%的缩尾处理。文中财务数据来自国泰安（CSMAR）数据库和万得（Wind）数据库。
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De Franco等（2011）首次构建了企业层面会计信息可比性测度方法，现有文献也较多使用该方法度量会计信息可比性（袁知柱和吴粒，2012；Kim等，2016；周冬华和梁晓琴，2018；周冬华和杨小康，2018），本文也选用De Franco等（2011）的方法度量上市公司会计信息可比性（CompAcct）。
为避免单一指标带来的度量偏误（De Franco等，2011），本文还计算了如下指标：（1）对行业内所有组合的CompAcct取均值，得到行业均值可比性指标CompMn；（2）投资者经常会选择行业内可比性最高的几家公司（4至10家）作为参照来评估会计信息可比性，故本文对行业内所有组合的CompAcct由高到低进行降序排列，取行业可比性前4（10）均值，得到行业前4（10）均值可比性指标CompMn4（CompMn10）。
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借鉴Park等（2019）的做法，本文以基金公司作为机构投资者的代表。若基金公司分别持有行业内2家及以上上市公司的股份数量占其流通股股数的1%以上，则定义为形成共同所有权。此时，共同所有权投资的企业构成了网络联结，网络联结企业的共同所有权变量（Commonowner）取值为1，否则取0。
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本文参考周冬华和杨小康（2018）等的研究，控制了可能影响会计信息可比性的其他因素，具体包括企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、资产报酬率（ROA）、成长机会（Growth）、两职合一（Dual）、董事会规模（Board）、独立董事比例（Independ）、分析师跟进（Analyst）、机构投资者持股比例（Inst）、账面市值比（MB）、股票收益波动性（Vol）、可操控性应计利润（DA）、审计师特征（Big4）。此外，本文还引入年度和行业虚拟变量以控制年度和行业固定效应。变量具体定义见表1。
表 1 变量定义
变量名称 变量符号 变量定义 会计信息可比性 CompMn 公司i与行业内所有其他公司配对组合计算的可比性水平取均值 CompMn4 公司i与行业内所有其他公司配对组合计算的可比性水平取前4名均值 CompMn10 公司i与行业内所有其他公司配对组合计算的可比性水平取前10名均值 共同所有权 Commonowner 公司i同年度与至少一家公司j同时被相同基金公司持股1%水平以上时取1，否则取0 稳定型机构投资者 Stable 当公司机构投资者为稳定型机构投资者时取1，否则取0 企业控股性质 Soe 当公司控股性质为国有时取1，否则取0 企业规模 Size 期末总资产的自然对数 资产负债率 Lev 期末总负债/期末总资产 资产报酬率 ROA 本期营业利润/期末总资产 成长机会 Growth 营业收入增长率 两职合一 Dual 当公司董事长和总经理由一人兼任时取1，否则取0 董事会规模 Board 公司董事会人数的自然对数 独立董事比例 Independ 独立董事人数/董事会人数 分析师跟进 Analyst 跟踪上市公司并签发研究报告的分析师数量加1取自然对数 机构投资者持股比例 Inst 机构投资者持有股数/公司总股数 账面市值比 MB 股票的市场价值/公司净资产 股票收益波动性 Vol 公司股票周收益率的方差 可操控性应计利润 DA 琼斯模型计算的可操控性应计利润绝对值 审计师特征 Big4 当审计师来自四大会计师事务所时取1，否则取0 年份虚拟变量 Year 研究样本跨度12年，设置11个虚拟变量 行业虚拟变量 Industry 参照证监会行业分类（2001版），制造业二级分类，其余行业一级分类 -
为检验共同所有权对会计信息可比性的影响，本文构建如下模型（1）：
$$CompMn/CompMn \textit{4}/CompMn \textit{10}=\alpha+\beta_1 Commonowner+\beta_2 Controls+\varepsilon$$ (6) 在模型（1）中，被解释变量为企业会计信息可比性，分别采用公司行业可比性均值、行业前4（10）均值（CompMn、CompMn4、CompMn10）来度量；解释变量为共同所有权（Commonowner）；Controls为控制变量，ε为模型的随机干扰项。模型（1）用以检验共同所有权与会计信息可比性的关系，若研究假说成立，则β1应显著为正。
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表2报告了主要变量的描述性统计结果。会计信息可比性指标方面，CompMn的均值和标准差分别为−0.144和0.102；CompMn4和CompMn10的均值（标准差）分别为−0.032（0.044）和−0.042（0.055），结果与已有文献的统计结果基本保持一致。共同所有权（Commonowner）的均值为0.348，说明34.8%的样本公司至少存在一个共同机构投资者，共同所有权在中国上市公司中较为普遍，这有利于本文的后续分析。控制变量的描述性统计结果与已有文献基本保持一致，不再赘述。
表 2 主要变量描述性统计
变量 均值 标准差 最小值 25分位数 中位数 75分位数 最大值 CompMn −0.144 0.102 −0.581 −0.169 −0.117 −0.083 −0.018 CompMn4 −0.032 0.044 −0.249 0.037 −0.017 −0.007 −0.0002 CompMn10 −0.042 0.055 −0.306 −0.049 −0.023 −0.011 −0.0005 Commonowner 0.348 0.476 0.000 0.000 0.000 1.000 1.000 注：限于篇幅，未报告控制变量的描述性统计结果，资料备索。 表3报告了主要变量之间的Pearson相关系数。结果显示：衡量会计信息可比性的三个因变量CompMn、CompMn4和CompMn10之间的相关系数分别为0.869、0.891和0.985，且均在1%水平上显著；共同所有权的代理变量（Commonowner）与企业会计信息可比性的三个代理变量（CompMn、CompMn4和CompMn10）均在1%水平上显著。结果初步表明，相比于未拥有共同所有权的企业，共同所有权企业的会计信息可比性更高。
表 3 主要变量相关性分析
变量 CompMn CompMn4 CompMn10 Commonowner CompMn 1 CompMn4 0.869*** 1 CompMn10 0.891*** 0.985*** 1 Commonowner 0.032*** 0.027*** 0.030*** 1 注：*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；限于篇幅，未报告控制变量的相关性分析结果，资料备索。 -
表4报告了共同所有权与会计信息可比性的基础回归结果。列（1）显示，当采用行业均值（CompMn）度量会计信息可比性时，共同所有权的回归系数为0.007，且通过了5%水平的显著性检验；其余两列的回归结果类似，不再赘述。结果表明，共同所有权与会计信息可比性显著正相关，相比于未拥有共同所有权的企业，共同所有权企业的会计信息可比性更高，研究假说H1得到支持。
表 4 共同所有权与会计信息可比性
变量 CompMn
（1）CompMn4
（2）CompMn10
（3）Commonowner 0.007** 0.004** 0.005** （1.968） （2.131） （2.316） Size −0.027*** −0.011*** −0.014*** （−8.379） （−9.083） （−9.139） Lev −0.014 −0.005 −0.007 （−1.358） （−1.131） （−1.160） ROA −0.297*** −0.132*** −0.168*** （−8.126） （−7.661） （−7.937） Growth 0.020*** 0.013*** 0.015*** （5.037） （6.586） （6.643） Dual 0.011*** 0.004** 0.005** （2.869） （2.300） （2.401） Board 0.004 0.005 0.005 （0.353） （0.945） （0.833） Independ 0.005 0.012 0.018 （0.130） （0.758） （0.944） Analyst 0.005** 0.002* 0.002* （2.129） （1.957） （1.903） Inst −0.0004* −0.0001 −0.0002 （−1.939） （−1.526） （−1.545） MB −0.054*** −0.028*** −0.034*** （−4.043） （−5.171） （−5.070） DA −0.021 −0.010 −0.009 （−1.272） （−1.337） （−0.981） Big4 −0.003 −0.003 −0.004 （−0.395） （−0.885） （−0.855） Constant 0.535*** 0.215*** 0.267*** （7.814） （8.407） （8.305） Industry/Year 控制 控制 控制 N 21929 21929 21929 F 31.756 17.195 18.073 Adj. R2 0.294 0.240 0.251 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整。 控制变量方面，公司规模（Size）、资产报酬率（ROA）和账面市值比（MB）与会计信息可比性的回归系数显著为负，表明公司规模越大，资产报酬率、账面市值比越高，会计信息可比性越低。成长机会（Growth）、两职合一（Dual）和分析师跟进（Analyst）与会计信息可比性的回归系数显著为正，表明公司成长性越高、董事长和总经理两职合一或跟踪分析师数量越多，会计信息可比性越高。
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前文计算会计信息可比性指标时，默认企业会计盈余对好消息和坏消息的确认是对称的。然而，与好消息的确认相比，企业会更迅速地确认坏消息，企业对不同类型经济业务的反应存在差异性。借鉴周冬华和杨小康（2018）的方法，本文在模型中加入股票收益类型虚拟变量及其与股票收益的交乘项，同样按照行业均值、行业前4（10）均值重新计算会计信息可比性的度量指标（CompMn_Neg、CompMn4_Neg和CompMn10_Neg），并重新检验共同所有权与会计信息可比性之间的关系，回归结果如表5所示。
表 5 共同所有权与会计信息可比性：重新度量会计信息可比性
变量 CompMn_Neg
（1）CompMn4_Neg
（2）CompMn10_Neg
（3）Commonowner 0.009** 0.005** 0.007*** （1.979） （2.474） （2.722） Controls 控制 控制 控制 Industry/Year 控制 控制 控制 N 21929 21929 21929 F 31.156 20.560 20.828 Adj. R2 0.256 0.255 0.260 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 表5的回归结果显示，共同所有权（Commonowner）的回归系数分别为0.009、0.005和0.007，且分别通过了5%、5%和1%水平的显著性检验。结果表明，共同所有权与会计信息可比性显著正相关，与前文研究结果保持一致。
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前文对共同所有权的界定为基金公司持股1%以上，但持股比例高低直接影响基金公司对企业的影响力。本文在稳健性检验中变更共同所有权的度量标准，当基金公司分别持有行业内2家及以上上市公司的股份数量占其流通股股数5%以上（Park等，2019；Ramalingegowda等，2020；潘越等，2020）时，则定义形成共同所有权，共同所有权变量（Commonowner1）取值为1，否则取0。
重新计算共同所有权的回归结果如表6所示。共同所有权（Commonowner1）的回归系数分别为0.017、0.006和0.008，且分别通过了1%、5%和5%水平的显著性检验。结果表明，共同所有权与会计信息可比性显著正相关，与前文研究结果保持一致。
表 6 共同所有权与会计信息可比性：重新度量共同所有权
变量 CompMn
（1）CompMn4
（2）CompMn10
（3）Commonowner1 0.017*** 0.006** 0.008** （2.771） （2.018） （2.326） Constant 0.567*** 0.229*** 0.284*** （7.510） （8.020） （7.888） Controls 控制 控制 控制 Industry/Year 控制 控制 控制 N 16068 16068 16068 F 27.923 14.288 15.141 Adj. R2 0.296 0.235 0.248 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
为进一步控制内生性问题的影响，本文基于企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、资产报酬率（ROA）、成长机会（Growth）、两职合一（Dual）、董事会规模（Board）、独立董事比例（Independ）、分析师跟进（Analyst）、机构投资者持股比例（Inst）、账面市值比（MB）等公司治理特征变量，采用一对一的最近邻匹配法，构建了不存在共同所有权的样本对照组。本文使用匹配后的样本进行回归分析，结果如表7所示。共同所有权（Commonowner）的回归系数分别为0.007、0.003和0.005，且分别通过了10%、5%和5%水平的显著性检验，结果与前文研究结果保持一致。
表 7 共同所有权与会计信息可比性：基于倾向得分匹配法
变量 CompMn
（1）CompMn4
（2）CompMn10
（3）Commonowner 0.007* 0.003** 0.005** （1.827） （2.034） （2.198） Controls 控制 控制 控制 Industry/Year 控制 控制 控制 N 19488 19488 19488 F 29.370 15.995 16.791 Adj. R2 0.308 0.258 0.269 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
前文理论分析表明，共同所有权可能通过提升公司治理水平进而提高会计信息可比性，但两者之间的关系也可能是共同机构投资者选择治理机制较为完善的公司所致。为排除这一替代性假说，本文生成滞后一期公司治理变量CGt−1（公司治理变量的度量见表9）。表8的回归结果显示，共同所有权与滞后一期公司治理变量（CGt−1）的回归系数不显著，表明共同所有权促进了机构投资者参与公司治理，提高了公司治理水平，两者之间的关系并非是共同所有权选择治理机制较为完善的公司所致。
表 8 共同所有权与会计信息可比性：排除公司治理可替代性假说
变量 CGt−1 Commonowner −0.016 (−1.613) Controls 控制 Industry/Year 控制 N 9688 F 14.914 Adj. R2 0.093 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 表 9 公司治理水平考察指标汇总
指标 指标名称 注释 股权结构 X1 第一大股东持股比例 第一大股东持股数/上市公司总股数 X2 股权制衡 第二至第五大股东持股比例/第一大股东持股比例 股权性质 X3 第一大股东是否为国有股东 第一大股东为国有股东时取1，否则取0 控股股东行为 X4 关联交易比例 （向关联方销售产品及提供劳务金额+向关联方采购产品及接受劳务金额）/期末总资产 管理层 X5 管理层持股比例 管理层持股数/上市公司总股数 X6 两职合一 董事长与总经理两职合一时取1，否则取0 董事会 X7 董事会规模 董事会人数 X8 独立董事比例 独立董事人数/董事会人数 外部市场竞争 X9 市场份额 企业营业收入/行业总营业收入 -
根据前文分析，共同所有权有助于共同机构投资者从共同持股的多家公司获得更多信息以及治理经验等优势，从而发挥公司治理的协同作用，提升公司治理水平，提高会计信息可比性，但公司治理的作用路径有待检验。本文构造了如下递归模型，通过回归系数的显著性来判断共同所有权是否提升了公司治理水平，从而提高会计信息可比性。
$$ CompMn=β_{0}+β_{1}Commonowner+β_{i}Controls+Fixedeffects+ε$$ (12) $$ Mediator=μ_{0}+μ_{1}Commonowner+μ_{i}Controls+Fixedeffects+ε $$ (13) $$ CompMn=γ_{0}+γ_{1}Commonowner+γ_{2}Mediator+γ_{i}Controls+Fixedeffects+ε $$ (14) 公司治理水平为中介变量（Mediator），度量方法参考顾乃康和周艳利（2017）的做法，主要考虑股权结构、股权性质、控股股东行为、管理层、董事会和外部市场竞争六个维度，分别设置9个考察指标（见表9）。本文进一步采用主成分分析方法，构造上市公司治理水平综合指数（CG）。统计结果表明，第一大主成分的载荷系数的符号基本与理论预测符号相同。该指数越大，公司治理水平越高。
表10报告了公司治理中介效应的检验结果。列（1）中Commonowner的回归系数在1%水平上显著为正，说明共同所有权确实影响了会计信息可比性。列（2）中Commonowner的回归系数也在1%水平上显著为正；列（3）中Commonowner和Mediator的回归系数均在1%水平上显著为正，且Sobel检验在1%水平上显著为正，这表明公司治理在共同所有权与会计信息可比性之间发挥了部分中介效应。
表 10 共同所有权与会计信息可比性：公司治理机制检验
Panel A：公司治理指数描述性统计（归100化处理） 变量 均值 中位数 标准差 最小值 最大值 CG 47.731 45.740 14.063 0.000 100.000 Panel B：共同所有权、公司治理与会计信息可比性（中介变量：CG） 变量 CompMn
（1）CG
（2）CompMn
（3）Commonowner 0.009*** 0.946*** 0.008*** (5.917) (7.502) (4.882) Mediator 0.002*** (20.931) Controls 控制 控制 控制 Industry/Year 控制 控制 控制 N 20800 20800 20800 F 220.530 1317.428 230.127 Adj. R2 0.307 0.727 0.321 Sobel Test 7.062*** 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
根据前文理论分析，共同所有权能够在多家上市公司之间建立信息传播渠道，这种信息传播渠道可以降低企业信息披露专有成本，促进企业之间的信息分享，降低企业因商业秘密泄露而产生的经济利益损害的风险，从而提高企业信息透明度，提高会计信息可比性，但共同所有权信息效应的作用路径有待检验。本文根据模型（2）至模型（4）的递归模型，通过回归系数的显著性来判断信息透明度在共同所有权与会计信息可比性之间的中介效应。
公司信息透明度为中介变量（Mediator），定义参照辛清泉等（2014）的做法。本文基于盈余质量、信息披露考评指数、分析师跟踪人数、分析师盈余预测和审计师声誉五个指标构建了透明度综合指数（TRANS）来衡量公司透明度，其值等于五个指标样本百分等级的均值。若其中某个或多个透明度指标缺失，则TRANS等于剩余指标百分等级的均值。TRANS越大，公司透明度越高。
表11报告了信息透明度中介效应的检验结果。列（1）中Commonowner的回归系数在1%水平上显著为正，表明共同所有权提高了会计信息可比性。列（2）中Commonowner的回归系数在1%水平上显著为正，表明共同所有权提高了企业信息透明度。列（3）中Commonowner和Mediator的回归系数均在1%水平上显著为正，且Sobel检验在1%水平上显著为正，这表明信息透明度在共同所有权与会计信息可比性之间发挥了部分中介效应。本文将被解释变量替换为CompMn4和CompMn10，结果（限于篇幅，未报告，资料备索）保持不变。
表 11 共同所有权与会计信息可比性：信息效应机制检验
变量 CompMn
（1）TRANS
（2）CompMn
（3）Commonowner 0.008*** 0.009*** 0.008*** (5.347) (4.562) (4.921) Mediator 0.081*** (14.444) Controls 控制 控制 控制 Industry/Year 控制 控制 控制 N 21552 21552 21552 F 216.617 740.864 218.474 Adj. R2 0.296 0.591 0.303 Sobel Test 4.350*** 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
与交易型机构投资者相比，稳定型机构投资者对公司状况具有更深入的了解，能够更加积极地监督公司管理层行为。当公司管理层通过积极竞争损害机构投资者投资组合收益时，与频繁进行股票交易的交易型机构投资者不同，稳定型机构投资者往往更加关注上市公司长期发展，其监督公司管理层行为的动机更强、积极性更高，更有可能主动参与公司治理，进而提升投资组合收益，提高会计信息可比性。即相比于交易型机构投资者，稳定型机构投资者可能会强化共同所有权与会计信息可比性之间的关系。
为检验上述推论，本文借鉴李争光等（2015）对机构投资者类型的划分方法，采用时间和行业两个维度来度量机构投资者的异质性（Stable）。
首先，从时间维度度量机构投资者稳定性。在机构投资者持股比例一定的情况下，若公司过去三年机构投资者持股比例标准差越小，则表明该公司的机构投资者持股比例波动越小，机构投资者的稳定性越强（Stable取值为1）。反之，若公司过去三年机构投资者持股比例的标准差越大，则表明该公司机构投资者的持股比例波动越大，机构投资者的稳定性越差（Stable取值为0）。
其次，从行业维度度量机构投资者异质性。当公司的机构投资者持股比例除以其前三年机构投资者持股比例的标准差所得数值大于等于其年度、行业中位数时，则认定该公司的机构投资者为稳定型机构投资者（Stable取值为1）。反之，则认定该公司的机构投资者为交易型机构投资者（Stable取值为0）。
表12报告了在不同类型机构投资者的情况下共同所有权与会计信息可比性之间的关系。列（3）和列（5）中共同所有权（Commonowner）的回归系数显著为正，且均通过了5%水平的显著性检验，表明稳定型机构投资者强化了共同所有权与会计信息可比性之间的关系；尽管列（1）中共同所有权与会计信息可比性之间的关系未通过显著性检验，但组间系数差异显著。上述结果表明，与交易型机构投资者相比，稳定型机构投资者更看重上市公司的长期经营和盈利状况，会更积极地监督公司管理层的日常经营和决策行为，进而提高会计信息可比性。
表 12 共同所有权与会计信息可比性：基于机构投资者异质性
变量 CompMn CompMn4 CompMn10 Stable=1
（1）Stable=0
（2）Stable=1
（3）Stable=0
（4）Stable=1
（5）Stable=0
（6）Commonowner 0.007 0.006 0.006** 0.003 0.007** 0.005 （1.506） （1.294） （2.096） （1.080） （2.237） （1.434） Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Industry/Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 11334 7335 11334 7335 11334 7335 F 20.404 19.881 15.399 12.340 15.514 13.282 Adj. R2 0.324 0.332 0.293 0.277 0.295 0.288 组间差异卡方值 3.469 4.180 4.631 差异P值 0.063 0.041 0.031 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
相比于国有企业，非国有企业管理层在考虑应对环境不确定性以及复杂行为的合法性时选择组织间模仿行为的动机更强，尤其当某一会计政策的选择需要较高要求的职业判断时，非国有企业管理层更倾向于参考同行业其他企业的政策选择，而共同所有权建立起来的联结关系成为非国有企业管理层模仿其他企业会计政策选择行为的信息渠道，促使非国有企业与其他企业在会计政策选择上更为相似，会计信息可比性水平更高。相比较而言，共同所有权在同行业企业之间所建立的联结关系更容易增强非国有企业管理层进行组织间模仿的动机。
表13报告了不同产权性质（国有企业，Soe取值为1；非国有企业 ，Soe取值为0）下共同所有权与会计信息可比性之间的关系。列（2）、列（4）和（6）中共同所有权（Commonowner）的回归系数均为正，且分别通过了10%、5%和5%水平的显著性检验，这说明相比于国有企业，共同所有权与会计信息可比性之间的关系在非国有企业中更为显著。上述结果表明，非国有企业更可能通过共同所有权建立的联结关系模仿联结网络企业的会计政策选择，进而提高会计信息可比性。
表 13 共同所有权与会计信息可比性：基于产权性质
变量 CompMn CompMn4 CompMn10 Soe=1
（1）Soe=0
（2）Soe=1
（3）Soe=0
（4）Soe=1
（5）Soe=0
（6）Commonowner 0.009 0.007* 0.003 0.004** 0.004 0.005** （1.060） （1.807） （0.777） （2.390） （0.886） （2.497） Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Industry/Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 4240 17374 4240 17374 4240 17374 F 10.985 25.976 5.931 13.419 6.454 14.183 Adj. R2 0.316 0.300 0.271 0.250 0.278 0.260 组间差异卡方值 3.280 5.238 5.269 差异P值 0.070 0.022 0.022 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
随着中国资本市场机构投资者共同投资上市公司的现象越来越普遍，行业内不同企业之间建立起相互联结的关系，这种正式的联结关系网络对企业经济行为的影响值得研究。本文基于会计信息可比性视角，探讨了中国资本市场共同所有权对企业经济行为的影响。
研究结果表明，共同所有权与会计信息可比性具有显著正相关关系。这表明机构投资者对企业共同持股后，通过优化公司治理机制和发挥信息效应，进而提高会计信息可比性。进一步区分机构投资者异质性和产权性质对共同所有权与会计信息可比性之间关系的影响，研究发现稳定型机构投资者和非国有产权性质会强化共同所有权与会计信息可比性之间的正向关系。本文的研究有助于梳理共同所有权对联结企业的经济后果文献，同时拓展了会计信息可比性的影响因素研究。
本文的研究具有较强的理论和实践意义。理论上，共同所有权作为不同企业间所有权的联结，有助于企业间建立正式的联结关系，这种联结关系网络会影响企业会计信息计量和披露行为，提升联结企业的会计信息质量。实践上，监管机构应引导共同所有权建立的正式联结网络对会计信息质量的促进作用，监管共同所有权联结网络企业在会计计量、会计政策选择、会计准则执行效果等方面的相互影响，进一步规范和监督共同所有权联结网络内的企业行为。
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摘要: 作为中国股票市场重要参与者，机构投资者共同投资多家上市公司的现象越来越普遍，但学术界对这一现象的研究仍相当匮乏。基于中国沪深A股市场机构投资者共同持有上市公司股份数据，文章考察了共同所有权与会计信息可比性之间的关系。实证结果表明：（1）共同所有权具有显著的公司治理作用和信息传播效应，有助于提升会计信息可比性；（2）相比于未拥有共同机构投资者的企业，拥有共同机构投资者企业的会计信息可比性更高；（3）当共同机构投资者为稳定型机构投资者时，共同所有权与会计信息可比性的正向关系更为显著；（4）相比于国有企业，共同所有权主要提高了民营企业的会计信息可比性。
Common Ownership and Accounting Information Comparability: Empirical Evidence from the Capital Market in China
Abstract: As an important participant in China’s stock market, institutional investors’ co-investing in several listed companies is becoming more and more common, but the academic research on the co-investment by institutional investors is still scarce. Based on the data of institutional investors holding shares of listed companies in Shanghai and Shenzhen A-share capital markets, this paper tests the relationship between the common ownership and the accounting information comparability. Empirical results show: firstly, the common ownership plays a significant corporate governance role and has an information effect in improving the accounting information comparability; secondly, compared with companies without common institutional investors, the accounting information of companies with common institutional investors is more comparable; thirdly, when the co-institutional investors are stable, the positive relationship between the common ownership and the accounting information comparability is more significant; lastly, compared with state-owned enterprises, the common ownership mainly improves the accounting information comparability of private enterprises. -
表 1 变量定义
变量名称 变量符号 变量定义 会计信息可比性 CompMn 公司i与行业内所有其他公司配对组合计算的可比性水平取均值 CompMn4 公司i与行业内所有其他公司配对组合计算的可比性水平取前4名均值 CompMn10 公司i与行业内所有其他公司配对组合计算的可比性水平取前10名均值 共同所有权 Commonowner 公司i同年度与至少一家公司j同时被相同基金公司持股1%水平以上时取1，否则取0 稳定型机构投资者 Stable 当公司机构投资者为稳定型机构投资者时取1，否则取0 企业控股性质 Soe 当公司控股性质为国有时取1，否则取0 企业规模 Size 期末总资产的自然对数 资产负债率 Lev 期末总负债/期末总资产 资产报酬率 ROA 本期营业利润/期末总资产 成长机会 Growth 营业收入增长率 两职合一 Dual 当公司董事长和总经理由一人兼任时取1，否则取0 董事会规模 Board 公司董事会人数的自然对数 独立董事比例 Independ 独立董事人数/董事会人数 分析师跟进 Analyst 跟踪上市公司并签发研究报告的分析师数量加1取自然对数 机构投资者持股比例 Inst 机构投资者持有股数/公司总股数 账面市值比 MB 股票的市场价值/公司净资产 股票收益波动性 Vol 公司股票周收益率的方差 可操控性应计利润 DA 琼斯模型计算的可操控性应计利润绝对值 审计师特征 Big4 当审计师来自四大会计师事务所时取1，否则取0 年份虚拟变量 Year 研究样本跨度12年，设置11个虚拟变量 行业虚拟变量 Industry 参照证监会行业分类（2001版），制造业二级分类，其余行业一级分类 
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表 2 主要变量描述性统计
变量 均值 标准差 最小值 25分位数 中位数 75分位数 最大值 CompMn −0.144 0.102 −0.581 −0.169 −0.117 −0.083 −0.018 CompMn4 −0.032 0.044 −0.249 0.037 −0.017 −0.007 −0.0002 CompMn10 −0.042 0.055 −0.306 −0.049 −0.023 −0.011 −0.0005 Commonowner 0.348 0.476 0.000 0.000 0.000 1.000 1.000 注：限于篇幅，未报告控制变量的描述性统计结果，资料备索。
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表 3 主要变量相关性分析
变量 CompMn CompMn4 CompMn10 Commonowner CompMn 1 CompMn4 0.869*** 1 CompMn10 0.891*** 0.985*** 1 Commonowner 0.032*** 0.027*** 0.030*** 1 注：*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；限于篇幅，未报告控制变量的相关性分析结果，资料备索。
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表 4 共同所有权与会计信息可比性
变量 CompMn
（1）CompMn4
（2）CompMn10
（3）Commonowner 0.007** 0.004** 0.005** （1.968） （2.131） （2.316） Size −0.027*** −0.011*** −0.014*** （−8.379） （−9.083） （−9.139） Lev −0.014 −0.005 −0.007 （−1.358） （−1.131） （−1.160） ROA −0.297*** −0.132*** −0.168*** （−8.126） （−7.661） （−7.937） Growth 0.020*** 0.013*** 0.015*** （5.037） （6.586） （6.643） Dual 0.011*** 0.004** 0.005** （2.869） （2.300） （2.401） Board 0.004 0.005 0.005 （0.353） （0.945） （0.833） Independ 0.005 0.012 0.018 （0.130） （0.758） （0.944） Analyst 0.005** 0.002* 0.002* （2.129） （1.957） （1.903） Inst −0.0004* −0.0001 −0.0002 （−1.939） （−1.526） （−1.545） MB −0.054*** −0.028*** −0.034*** （−4.043） （−5.171） （−5.070） DA −0.021 −0.010 −0.009 （−1.272） （−1.337） （−0.981） Big4 −0.003 −0.003 −0.004 （−0.395） （−0.885） （−0.855） Constant 0.535*** 0.215*** 0.267*** （7.814） （8.407） （8.305） Industry/Year 控制 控制 控制 N 21929 21929 21929 F 31.756 17.195 18.073 Adj. R2 0.294 0.240 0.251 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整。
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表 5 共同所有权与会计信息可比性：重新度量会计信息可比性
变量 CompMn_Neg
（1）CompMn4_Neg
（2）CompMn10_Neg
（3）Commonowner 0.009** 0.005** 0.007*** （1.979） （2.474） （2.722） Controls 控制 控制 控制 Industry/Year 控制 控制 控制 N 21929 21929 21929 F 31.156 20.560 20.828 Adj. R2 0.256 0.255 0.260 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 6 共同所有权与会计信息可比性：重新度量共同所有权
变量 CompMn
（1）CompMn4
（2）CompMn10
（3）Commonowner1 0.017*** 0.006** 0.008** （2.771） （2.018） （2.326） Constant 0.567*** 0.229*** 0.284*** （7.510） （8.020） （7.888） Controls 控制 控制 控制 Industry/Year 控制 控制 控制 N 16068 16068 16068 F 27.923 14.288 15.141 Adj. R2 0.296 0.235 0.248 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 7 共同所有权与会计信息可比性：基于倾向得分匹配法
变量 CompMn
（1）CompMn4
（2）CompMn10
（3）Commonowner 0.007* 0.003** 0.005** （1.827） （2.034） （2.198） Controls 控制 控制 控制 Industry/Year 控制 控制 控制 N 19488 19488 19488 F 29.370 15.995 16.791 Adj. R2 0.308 0.258 0.269 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 8 共同所有权与会计信息可比性：排除公司治理可替代性假说
变量 CGt−1 Commonowner −0.016 (−1.613) Controls 控制 Industry/Year 控制 N 9688 F 14.914 Adj. R2 0.093 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 9 公司治理水平考察指标汇总
指标 指标名称 注释 股权结构 X1 第一大股东持股比例 第一大股东持股数/上市公司总股数 X2 股权制衡 第二至第五大股东持股比例/第一大股东持股比例 股权性质 X3 第一大股东是否为国有股东 第一大股东为国有股东时取1，否则取0 控股股东行为 X4 关联交易比例 （向关联方销售产品及提供劳务金额+向关联方采购产品及接受劳务金额）/期末总资产 管理层 X5 管理层持股比例 管理层持股数/上市公司总股数 X6 两职合一 董事长与总经理两职合一时取1，否则取0 董事会 X7 董事会规模 董事会人数 X8 独立董事比例 独立董事人数/董事会人数 外部市场竞争 X9 市场份额 企业营业收入/行业总营业收入
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表 10 共同所有权与会计信息可比性：公司治理机制检验
Panel A：公司治理指数描述性统计（归100化处理） 变量 均值 中位数 标准差 最小值 最大值 CG 47.731 45.740 14.063 0.000 100.000
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Panel B：共同所有权、公司治理与会计信息可比性（中介变量：CG） 变量 CompMn
（1）CG
（2）CompMn
（3）Commonowner 0.009*** 0.946*** 0.008*** (5.917) (7.502) (4.882) Mediator 0.002*** (20.931) Controls 控制 控制 控制 Industry/Year 控制 控制 控制 N 20800 20800 20800 F 220.530 1317.428 230.127 Adj. R2 0.307 0.727 0.321 Sobel Test 7.062*** 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 11 共同所有权与会计信息可比性：信息效应机制检验
变量 CompMn
（1）TRANS
（2）CompMn
（3）Commonowner 0.008*** 0.009*** 0.008*** (5.347) (4.562) (4.921) Mediator 0.081*** (14.444) Controls 控制 控制 控制 Industry/Year 控制 控制 控制 N 21552 21552 21552 F 216.617 740.864 218.474 Adj. R2 0.296 0.591 0.303 Sobel Test 4.350*** 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 12 共同所有权与会计信息可比性：基于机构投资者异质性
变量 CompMn CompMn4 CompMn10 Stable=1
（1）Stable=0
（2）Stable=1
（3）Stable=0
（4）Stable=1
（5）Stable=0
（6）Commonowner 0.007 0.006 0.006** 0.003 0.007** 0.005 （1.506） （1.294） （2.096） （1.080） （2.237） （1.434） Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Industry/Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 11334 7335 11334 7335 11334 7335 F 20.404 19.881 15.399 12.340 15.514 13.282 Adj. R2 0.324 0.332 0.293 0.277 0.295 0.288 组间差异卡方值 3.469 4.180 4.631 差异P值 0.063 0.041 0.031 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 13 共同所有权与会计信息可比性：基于产权性质
变量 CompMn CompMn4 CompMn10 Soe=1
（1）Soe=0
（2）Soe=1
（3）Soe=0
（4）Soe=1
（5）Soe=0
（6）Commonowner 0.009 0.007* 0.003 0.004** 0.004 0.005** （1.060） （1.807） （0.777） （2.390） （0.886） （2.497） Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Industry/Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 4240 17374 4240 17374 4240 17374 F 10.985 25.976 5.931 13.419 6.454 14.183 Adj. R2 0.316 0.300 0.271 0.250 0.278 0.260 组间差异卡方值 3.280 5.238 5.269 差异P值 0.070 0.022 0.022 注：括号内为t值；*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平；标准误差按公司层面进行了聚类调整；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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