巡视监督对会计信息可比性的影响研究

李涛 陈德萍

【摘 要】 巡视监督是党和国家监督体系的重要组成部分，是全面从严治党的战略性制度安排。为深入挖掘巡视监督的公司治理效应，文章以2007—2020年国有企业为研究样本，构建双重差分模型（DID），考察巡视监督对会计信息可比性的影响。实证研究发现：巡视监督能有效提高会计信息可比性；在进行替换变量、改变样本区间、平行趋势检验等一系列稳健性检验后，结论依然成立。机制研究发现，高管腐败与分析师跟踪在其中发挥了中介机制作用。进一步研究发现，在中、西部地区以及低市场化程度地区的国有企业中，巡视监督对会计信息可比性的提升作用更为显著。本研究结论有助于探寻会计信息可比性的提升路径，并为优化国有企业巡视监督工作提供一定的决策依据。

【关键词】 巡视监督； 会计信息可比性； 高管腐败； 分析师跟踪； 国有企业

【中图分类号】 F230  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2024）13-0141-09

一、引言

巡视是全面从严治党的利剑，是加强党内监督的战略性制度安排，是具有中国特色的民主监督制度。党和国家的监督体系在全面从严治党、推进国家治理体系与治理能力现代化进程中发挥了重要作用。党的二十大报告强调要充分发挥政治巡视的利剑作用，加强巡视整改和成果运用。巡视监督是党和国家监督体系的重要组成部分，是党风廉政建设的重要突破口，其威慑力可以在一定程度上抑制企业非理性行为的发生，是保证国家战略顺利实施的重要举措。已有部分学者关注了巡视监督对微观企业行为的影响，如研发投入[1]、投资效率[2-3]、避税[4]和贫困治理[5]等。但鲜有文献考察巡视监督对企业会计信息可比性的影响。

会计信息可比性是会计信息质量的重要特征之一，它能为市场带来增量信息，降低报表使用者的信息搜集成本，帮助会计信息使用者比较不同企业之间的财务状况、经营成果，增强会计信息决策有用性[6]。理论界和实务界日益关注会计信息可比性的影响因素，在宏观制度层面上，研究了收入准则[7]、经济政策[8]等对会计信息可比性的影响。在微观企业层面上，发现审计师风格[9]、高管联结[10]、供应商/客户关系型交易[11]等会对会计信息可比性产生影响。巡视监督也可能会对会计信息可比性产生影响。巡视监督是上级对下级党组织的政治监督，具有充分的独立性和威慑力，可以发现国有企业体制机制存在的缺陷，促进企业完善制度，对其经济与管理活动产生一定影响。陈克兢等[12]证实了巡视监督能够有效地抑制企业盈余管理，这为本文的研究搭建了理论基础，并且，巡视组的大部分成员是从财政、统计、审计、国资等部门抽调出来的专业人员，他们对行业的监管规则和相关制度准则的变迁有更深层次的理解，对会计政策的判断也更加准确。因此，巡视监督可以发现国有企业存在的会计操纵行为，压缩管理层执行会计准则时的选择空间，促使公司财务政策的选择更加遵循会计准则规定，从而提高会计信息可比性。

本文选择国有企业为样本，将巡视监督视为一项准自然实验，建立多期DID（Difference-in-Differences）模型，探讨巡视监督对会计信息可比性的影响。本文还从内部治理与外部监督两个角度分析验证了巡视监督对会计信息可比性的影响机制：一是腐败行为。根据“威慑效应理论”与“声誉理论”，巡视监督的威慑力及曝光制度能够抑制高管腐败，减少高管操纵会计信息来掩盖腐败收益的行为，进而影响国有企业的会计信息可比性。二是分析师跟踪。巡视监督通过增加国有企业的信息供给量与投资者对分析师的服务需求来吸引分析师的关注，从而提高了会计信息可比性。

本文的边际贡献可能在于：第一，从理论上拓展了巡视监管经济后果方面的研究。当前，对巡视监督的研究大多集中在其地位和制度完善上，而本文则是站在微观企业的角度，将巡视监督视为一项准自然实验，对其增强会计信息可比性的重要性进行了探讨，从而拓宽了巡视监督的研究视角。第二，本文从宏观制度环境出发，探究巡视监督对企业会计信息可比性的影响，为研究我国会计信息可比性影响因素开辟了新路径，丰富了国家战略安排对微观企业行为影响的研究。第三，本文从高管腐败和分析师跟踪两个方面来考察巡视监督影响会计信息可比性的路径机制，有助于深化对两者之间逻辑联系的理解。

二、制度背景与研究假设

（一）制度背景

巡视是从中国古代的政治和文化监察体制中继承下来的一种权力制衡方式。在中国封建历史上，监察常被看作是维护君主权威、官僚统治的一种手段，是一种具有浓厚中央集权色彩的政治体制。中国共产党自成立以来就开始借鉴古代监察制度，并逐渐运用巡视制度。巡视制度是一种具有权威性的监督方式，能净化政治生态，促进党与人民群众的紧密联系。党中央深入、健全巡视制度，坚持全面从严的方针政策，推进党内外结合的监督体系的建立。党的十八大更是将加强巡视工作作为规范行政权力运行、推动党风廉政建设与强化反腐倡廉工作的有力抓手。党的十九大、二十大分别对巡视工作做出了不同的战略部署，它们都强调要充分发挥政治巡视的利剑作用，强化巡视整改和成果运用。2023年，中共中央办公厅发布了《中央巡视工作规划（2023—2027年）》，为未来5年的巡视工作指明了总体思路、目标任务和工作重点，并提出了新的要求。巡视制度在加强“四个全面”等方面发挥了愈发重要的作用，推动发现和解决国有企业改革发展中的共性问题，并确保新发展理念的贯彻落实和国有企业的创新发展。

（二）理论分析与研究假设

1.巡视监督与会计信息可比性

巡视监督作为一种外部监督机制，其检查范围涵盖了财务审计、廉政建设等多个方面，提高了对国有企业财务行为的监督效能。本文认为，巡视监督会增加国有企业的监管压力和违规成本，影响其对会计准则的执行动机和程度，提高会计信息可比性。

一是监管压力。中央、省、自治区、直辖市委员会委派各级巡视组进驻国有企业，通过巡视监督常规化以及凝聚监督合力、广覆盖的方式提高了巡视力度，增加了管理层的监管压力。在“压力效应”的作用下，管理层的盈余管理、暗箱操纵、挪用公款等违规行为会有所收敛，以此保证了会计信息质量，从而促进其可比性的提升。另外，以“专兼结合”和“模块化”为原则，巡视组成员由纪委、审计和组织人事等部门共同组成，并根据巡视对象配备了财政、金融等方面的专业人才，这为提高会计信息可比性提供了保障。巡视组成员中的会计专业人才拥有实务经验与谨慎的职业习惯，熟悉监管标准，可以有效地防止对国有企业的监督不到位，增加管理层随意变更会计政策被发现的概率，限制管理层在会计政策方面的灵活性，进而提高企业会计信息可比性。

二是违规成本。巡视组在发现国有企业中党组织管理的领导干部或成员涉嫌违纪违法的线索时，会将线索分门别类地移交到纪检、人事、组织、审计、信访等部门，并做出相应的处理，重大问题还会及时向有关部门通报，真正做到“件件有着落，事事有回音”。这种强有力的监督制度和高效的惩戒方法，无疑增加了国有企业随意变更会计政策以掩盖违规行为的处罚成本，对规范企业的决策过程起到了帮助作用，增强了财务报告相关事项的程序和结果的合规性和公允性，避免了管理层因为片面追求经济绩效而做出虚假陈述、盈余操纵等不当行为，从而增强会计信息的可比性。据此，本文提出假设1。

H1：在其他条件不变的情况下，巡视监督能有效提高会计信息可比性。

2.高管腐败的中介机制

国有企业高管既是“经济人”，也是“政治人”。在过去的国有企业改革过程中，高管被赋予了较大的权力，但缺乏相应的监督与制约机制。这就导致国有企业高管有机会利用掌握的权力进行盈余操纵以达到谋取私利的目的，造成会计信息质量降低。巡视监督是全面深化国企改革的重要实现方式，能够有效地震慑国有企业高管。根据“威慑效应理论”与“声誉理论”，本文认为巡视监督通过抑制高管腐败来提高会计信息可比性。

第一，“威慑效应理论”，是指一个人因恐惧制裁而不敢实施某种行为。惩罚的严厉性和确定性能增加威慑效应，减少犯罪行为的发生。巡视监督通过高频次和广覆盖方式扩大了威慑范围，并且能够协同其他监督力量进行直接、有效的监督，如审计监督、纪委监委专责监督等，对腐败现象采取“零容忍”态度。这种监督方式使巡视工作的威慑、遏制和治本作用得到最大程度的发挥，增加了高管腐败行为被发现、处罚的风险，抑制高管腐败行为的发生。第二，“声誉理论”。媒体对企业自身和管理层的披露和报道是一个主体对另一个主体的综合评价，可以在公众中形成声誉，影响公司治理，从而达到监督管理层的目的[13]。中共中央纪委监察部网站于2013年正式上线，2018年更名为中央纪委国家监委网站，通过信息公开、新闻发布和政策解读等方式，让公众能够更好地了解到执行的进展，同时也成为对国企高管进行执纪审查、曝光腐败的一个渠道。高管腐败行为曝光不仅会丧失良好声誉带来的租金收益，还会进一步面临市场的惩罚，致使企业价值降低。因此，当国企外部监管力度较大时，高管会理性权衡腐败所带来的收益与成本，减少腐败。

高管腐败对会计信息可比性有两方面的影响：一是将催生出一种不健康的公司文化，使公司更容易进行舞弊等违法违规行为。二是企业内部人员会通过盈余操纵、粉饰财务报告等手段，以掩盖严重的贪腐、政商勾结。巡视监督不仅使腐败高管接受相应的惩罚，也会对其他国有企业高管产生威慑作用，使会计信息操纵行为减少，有助于国有企业的健康发展，形成良好的企业文化。因此，巡视监督抑制了国企高管腐败行为的发生，保证了会计政策的应用不受干扰，使国有企业与其他企业在核算相同经济业务时采用的会计程序和会计方法相同，进而提高会计信息可比性。基于此，提出本文的假设2。

H2：从内部治理角度，巡视监督通过抑制国有企业的高管腐败行为，提高了会计信息可比性。

3.分析师跟踪的中介效应

在对国有企业巡视监督过程中产生的增量信息会吸引分析师的跟踪。原因在于，分析师对企业的跟踪决策是由可获得的信息供给量与投资者对分析师的服务需求共同决定[14]。本文将从这两个决定因素出发，论证巡视监督与分析师跟踪的关系，并进一步分析分析师跟踪对会计信息可比性产生的影响。

一是信息供给。巡视监督通过巡视进驻、反馈、整改“三公开”为资本市场提供更多的增量信息。因此，巡视监督能够将国有企业的更多私有信息公之于众，为分析师提供更多可靠的信息，从而吸引更多的分析师跟踪。与此同时，成本效益也是影响分析师跟踪决策的重要因素，巡视监督所带来的增量信息能够使分析师的信息搜集成本与解读成本大大降低，进一步吸引分析师对被巡视国有企业的跟踪。二是投资者服务需求。巡视监督结果会引发投资者的广泛关注，进而产生更多的分析师服务需求。巡视结果公告所提及问题的性质、严重程度、影响范围，均增加了投资者的信息处理难度，使其对分析师专业的信息解读和判断能力的服务需求增加，吸引分析师跟踪。总的来说，不管是从信息供给角度出发，还是从投资者服务需求角度出发，被巡视的国有企业均会吸引更多的分析师跟踪。

进一步的，分析师跟踪可以提高会计信息的可比性。分析师跟踪、调研被巡视国有企业并发布盈余预测报告，可以加速信息的传递，降低企业内外部信息不对称程度[15]，即分析师跟踪具有外部治理作用。因此，当被巡视国有企业的分析师跟踪人数较多时，外部治理机制的作用就较大，其操纵盈余被揭露的风险也较高，因而会减少盈余管理等利润操纵行为，缩小与行业内其他企业信息披露的差异性，提供更具可比性的会计信息。基于此，提出本文的假设3。

H3：从外部治理角度，巡视监督通过吸引更多的分析师跟踪国有企业，提高了会计信息可比性。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文以2007—2020年上市国有企业数据为研究样本，其中巡视监督数据是根据中央纪委国家监委网站公布的巡视名单手工收集整理得到；会计信息可比性、分析师跟踪及控制变量数据来自CSMAR数据库；高管腐败数据根据模型5计算得出。本文还剔除了ST、*ST、金融行业、保险行业及部分存在异常值的上市国有企业样本。另外，本文对连续变量进行了1%和99%水平的缩尾（Winsorize）处理，以减少极端值对回归结果的影响。上述数据处理采用Excel和Stata16软件而实现。

（二）变量定义与模型计量

1.会计信息可比性的度量

本文借鉴De Franco et al.[16]的方法来测度会计信息可比性（CompMn），认为针对同一经济事项，如果两家公司的财务报告相似，说明这两家公司的会计系统是可比的。运用模型1与公司在第t期前16个季度的数据来估算公司的会计系统，其中财务报告用Earningsi，t表示（以季度净利润比期初权益市场价值计算），经济事项用Returni，t表示（季度股票回报率）。

第一步，利用模型1回归估算得到公司的拟合值■与■。

Earningsi，t=αi+βiReturni，t+εi，t   （1）

第二步：将模型1得到的结果带入模型2、模型3计算预期盈余（Earningsi，t）。

Earningsii，t=■i+■1iReturni，t   （2）

Earningsij，t=■i+■1jReturni，t   （3）

第三步，利用模型4计算公司i和公司j之间的会计信息可比性（CompMnij，t），然后将可比性值按照由大到小的顺序排序，取可比性值的均值（CompMn）来度量企业i的会计信息可比性，其值越大表明可比性越强。

CompMnij，t=-■■Earningsii，t-Earningsij，t （4）

2.巡视监督的度量

巡视监督Treat×Post：Treat表示“是否被巡视监督”，Post表示“巡视监督之后”。若国有企业未被巡视监督（对照组），该交乘项始终取值为0；若国有企业被巡视监督（实验组），在被巡视监督后，该交乘项取值为1。

3.高管腐败的度量

高管腐败（Corrupt）为利用隐蔽的方式通过奢靡的在职消费、超额薪酬等手段进行利益攫取。学术界主要用高管在职消费残差模型来衡量高管隐性腐败，即在消除公司规模因素的影响下，高管非正常在职消费是通过实际在职消费减去预期正常在职消费得出，这也是本文度量高管腐败的方法。具体计算方法见模型5：

■=β0+β1■+β2■+β3■+

β4■+β5■+εi，t  （5）

其中，Perki，t为高管在职消费，Asseti，t-1为上年总资产，ΔSalei，t为销售收入变动额，PPEi，t为固定资产净值；Inventoryi，t为存货净值，Ln Employeei，t为员工总数对数。本文以高管腐败为中介变量，用这个模型对样本企业展开回归，其中，正常的在职消费是由模型回归得出的因变量预测值来代表的，实际在职消费和正常在职消费之间的差额就是非正常在职消费。

4.分析师跟踪

本文将分析师跟踪作为中介变量，用符号Analyst表示，采用跟踪企业的分析师（团队）的数量加一的对数来衡量，Analyst值越大，表明国有企业受到的分析师跟踪程度越高。

5.控制变量

参考以往研究，本文控制了相关变量。

具体变量定义见表1。

6.回归模型

为了检验巡视监督对会计信息可比性的影响，且考虑到巡视监督的开展具有阶段性与渐进性，各国有企业被巡视的起始时点不同，参考陈克兢等[12]的做法，本文构建模型6。其中CompMn表示会计信息可比性，Treat×Post表示巡视监督，Control表示控制变量。

CompMni，t=α0+α1Treati，t×Posti，t+α2Controli，t+α3Firmi，t+

α4Yeari，t+ε■■   （6）

为了检验高管腐败和分析师跟踪的中介效应，本文运用中介三步法，在模型6的基础上构建模型7、模型8。其中MV为中介变量，代表高管腐败（Corrupt）与分析师跟踪（Analyst）。

MVi，t=α0+α1Treati，t×Posti，t+α2Controli，t+α3Firmi，t+

α4Yeari，t+ε■■   （7）

CompMni，t=α0+α1Treati，t×Posti，t+α2MVi，t+α3Controli，t+

α4Firmi，t+α5Yeari，t+ε■■   （8）

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表2的样本描述性统计结果显示，会计信息可比性（CompMn）的均值为-0.013，最大值和最小值分别为-0.004和-0.046，可以看出国有企业提供的会计信息可比性差距比较大；2007—2020年巡视监督（Treat×Post）的均值是0.234，可以说明在国有企业中，有23%的国有企业已经被巡视；在控制变量方面，描述性统计结果与已有文献的统计结果类似。根据多重共线性检验，各变量方差膨胀因子的最大值为2.56，小于5，表明选取的变量不存在严重的共线性问题，可以纳入同一模型中检验分析。

（二）多元回归分析

1.巡视监督与会计信息可比性

表3列示了巡视监督对会计信息可比性影响的DID回归结果，可以看出，无论是否加入控制变量，巡视监督（Treat×Post）与会计信息可比性（CompMn）都呈正相关关系，回归系数分别为0.0011和0.0010，且均在1%水平上显著。证实巡视监督增加了国有企业的监管压力与违规成本，有助于遏制管理层非法操纵会计信息的动机、压缩管理层非法操纵会计信息的空间，进而提高会计信息可比性。

2.高管腐败的中介效应

表4报告了高管腐败的中介回归结果。结果显示，巡视监督（Treat×Post）与会计信息可比性（CompMn）的回归系数为0.0011，T值为4.95，说明巡视监督会提高会计信息可比性；巡视监督（Treat×Post）与高管腐败（Corrupt）的回归系数为-0.0011，T值为-1.70，说明巡视监督抑制了高管腐败行为的发生；高管腐败行为（Corrupt）与会计信息可比性（CompMn）的回归系数为-0.0128，T值为-3.33，说明高管腐败行为越少，会计信息可比性越高。因此，高管腐败中介效应成立，说明巡视监督具有的“威慑效应”和“曝光效应”抑制了高管腐败行为，进而提高了会计信息可比性。

3.分析师跟踪的中介效应

表5报告了分析师跟踪的中介回归结果。结果显示，巡视监督（Treat×Post）与会计信息可比性（CompMn）的回归系数为0.0011，T值为4.91，说明巡视监督会提高国有企业的会计信息可比性；巡视监督（Treat×Post）与分析师跟踪（Analyst）的回归系数为0.0387，T值为3.72，说明巡视监督会吸引更多的分析师跟踪国有企业；分析师跟踪（Analyst）与会计信息可比性（CompMn）的回归系数为0.0006，T值为2.57，说明分析师跟踪可以提高会计信息可比性。综上，巡视监督正向影响会计信息可比性的过程有一部分是通过分析师跟踪传导的，即巡视监督会影响分析师的跟踪决策，并且在这种外部监督压力下，为了避免利润操纵行为被发现，管理层会选择减少会计操纵，从而提高会计信息可比性。因此，本文的中介效应成立，验证了H3。

五、稳健性检验

本文采取替换变量法、改变样本区间、平行趋势检验、倾向得分匹配、扩大缩尾范围与安慰剂检验方法来验证结论的稳健性。

（一）替换变量

鉴于本文的实证结论可能会受到会计信息可比性度量“噪音”的影响，为增强研究结论的有效性，本文选用De Franco et al.[16]的其他模型重新度量会计信息可比性，即选取行业中位数可比性指标重新进行回归。结果与前文结论一致。

（二）改变样本区间

本文的结论可能受到样本期间其他因素给实证结果带来的干扰，如2008年金融危机。因此，本文将样本区间调整为2013—2020年。在样本期缩短之后，巡视监督与会计信息可比性的回归系数仍然显著，本文结果稳健。

（三）平行趋势检验

采用双重差分模型的一个重要前提是满足平行趋势，即实验组和控制组在巡视监督的前各年度国有企业会计信息可比性的变化趋势应该是一致的。本文借鉴Shefrin and Statman（1985）的做法来检验多期双重差分模型的平行趋势假定。经检验，结论与前文一致。

（四）倾向得分匹配

本文可能存在不可观测的遗漏变量以及样本量过少等因素造成的内生性问题。因此，为减少DID估计的偏差，控制实验组和对照组之间的系统性差异，本文采用倾向得分匹配（PSM）的方法对两组样本进行筛选，并在此基础上进行DID估计。具体而言，采用Logit模型方法，并选取企业规模、董事会规模、独立董事占比、投资机构持股比例、审计师变更、是否四大、股权集中度作为协变量，对两类国有企业进行匹配。经检验，回归结果仍然稳健。

（五）扩大缩尾范围

考虑到本文对于连续性变量只进行了上下1％的缩尾处理，极差可能依然较大。因此，为了进一步减少极端值对于实证结果的相关影响，本文将缩尾范围扩大到5%。回归结果同前文一致，进一步验证了结论的稳健性。

（六）安慰剂检验

为进一步排除遗漏变量对巡视监督政策效应的影响，确保研究结论是由巡视监督引起的，本文进行了安慰剂检验。具体做法为：对巡视监督Treat×Post随机抽取500次，如果随机抽取的巡视监督没有对会计信息可比性产生显著性影响，则说明本文结论通过了安慰剂检验。检验结果与本文所得结论一致。

限于篇幅，稳健性检验结果不在文中列示，如有需要可联系作者。

六、进一步分析

为了深入理解巡视监督对会计信息可比性的影响，本文进一步从区域分布异质性和市场化程度异质性两方面进行了拓展性研究。

（一）区域分布异质性

考虑到不同地区经济社会发展水平和巡视监督强度的差异以及巡视人员、经费和地方领导的工作重点不同，对中、东、西部省份地方巡视成员对会计信息可比性的影响分别进行回归分析。巡视监督功能的发挥在不同省份间存在一定的差异。如表6所示，在不同区域，巡视监督（Treat×Post）与会计信息可比性（CompMn）均存在显著正相关关系，说明巡视监督积极发挥监督震慑职能有利于提高会计信息可比性。但是巡视监督对中、西部地区的国有企业会计信息可比性影响更加显著且系数较大，可能是因为中、西部地区发展水平较低，平时高管对会计政策的遵守程度较低。因此，在加大了巡视监督力度后，巡视组能够约束高管权力的行使，规范企业行为，有效抑制管理层对会计政策的相机抉择行为，进而提高会计信息可比性。

（二）市场化程度异质性

本文按照市场化程度的中位数，将样本划分为市场化水平低和市场化水平高两组样本并进行回归分析。表6报告了分组回归的结果，可以看出巡视监督（Treat×Post）与会计信息可比性（CompMn）的回归系数均显著为正。但市场化程度较低的分组的回归系数较大，表明巡视监督对市场化程度低区域的国有企业影响更大。可能是因为高市场化地区平时对相关的会计政策遵守程度较高，因此，巡视监督对会计信息可比性产生的影响相对于低市场化地区的较小。

七、结论与建议

本文基于会计信息可比性视角考察了巡视监督对国有企业微观层面的影响。研究结果显示，巡视监督能够有效提高国有企业的会计信息可比性。机制检验发现，高管腐败与分析师跟踪在巡视监督与会计信息可比性的关系中发挥了中介作用。异质性分析发现，巡视监督对会计信息可比性的影响存在空间异质性，即在中、西部地区和市场化程度低的地区更为显著。本文从巡视监督这个崭新的视角出发考察其对国有企业会计信息可比性的影响，证实了国家反腐行动对我国微观国有企业发展的积极作用，为后续深入研究巡视监督的微观作用提供了理论基础。

为了更好地发挥巡视监督在微观企业中的积极作用，在以上研究的基础上，本文提出了如下建议：一是要不断优化完善巡视制度，创新巡视方式，保持并加强巡视的独立性和威慑力，并且要提高整个巡视组的专业质量。具体而言，要提高巡视组成员的业务实力和政治素质，定期对巡视组成员进行培训考核。这样才能更大程度地发挥巡视监督的效能。二是要充分发挥巡视监督的制度优势，提高管理层综合素养。与此同时，借助巡视制度、分析师跟踪等外部监督因素，构建优势互补、信息共享的监督体系，对国有企业隐藏不利信息的行为进行约束，进而促进其公布更多高质量的信息，增强会计信息的可比性。三是要充分发挥巡视监督的震慑作用，增强国企内部治理效能，遏制管理层贪污腐化，减少其为掩盖腐败行为而进行的会计操纵，提高会计信息可比性。四是要充分利用巡视监督的问责机制来督促内部建立清晰的规章制度，提高国有企业对相关制度的执行力，在内部形成自我约束机制，并且与外部治理机制相结合，进而提高会计信息可比性。

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