潘爱玲（博士生导师），李广鹏，邱金龙（博士）
一、引言党的二十大报告强调深化要素市场化改革，建设高标准市场体系。注册制改革是深化资本市场改革、发展直接融资的核心举措，会对我国经济高质量发展起到重要推动作用。与股票发行核准制相比，注册制将上市门槛转变为信息披露要求，证券监管部门不再实质性判断企业价值，而是交由市场进行选择。我国股票发行注册制改革经历了多个阶段的探索：2013年，党的十八届三中全会首次提出推进注册制改革；2019 年，科创板试点注册制；2020 年与2021 年，创业板与北交所依次改革实行注册制；2023年，A股市场全面实行注册制，沪深主板注册制首批企业完成上市，注册制改革进入新的发展阶段。注册制改革的政策效果实际如何亟待科学评估，相关研究极具理论价值及现实意义。
现有文献主要聚焦于注册制改革的直接经济后果研究，诸如提高IPO 质量（黄悦昕等，2023；祝文达等，2023）、增强市场定价效率（赖黎等，2022）、降低壳公司价值（时昊天等，2021）等。注册制改革除了给企业带来直接影响，还可能在行业、产业链、供应链等维度产生溢出效应。研究注册制改革的溢出效应可以更加综合地评价政策效果，然而只有较少文献分析了注册制改革产生的溢出效应，比如试点注册制企业信息披露提高了同行业企业研发投入（刘瑞琳和李丹，2022）并降低了股价同步性（巫岑，2022）。会计信息质量是资本市场有效配置资源的基本依据，也是评价注册制改革实际成效的有益参考，但是鲜有文献研究注册制改革在会计信息质量方面的溢出效应。
会计信息质量包括可比性、相关性、及时性等多个维度。其中，会计信息可比性是指在经济业务相同时，不同主体的会计信息具有可比性，其与行业因素密切相关，是重要的会计信息质量特征。现有研究从CEO变更（张霁若，2017）、内部人交易（周冬华和杨小康，2018）、数字化转型（聂兴凯等，2022）等企业内部特征，供应链集中度（方红星等，2017）、企业间高管联结（周晓苏等，2017）、独立董事连锁（刘斌等，2019）等企业间特征，以及审计师变更（谢盛纹和刘杨晖，2016）、产品市场竞争（袁知柱等，2017）、问询监管（翟淑萍等，2020）等外部环境特征研究了会计信息可比性的影响因素。但是，市场化改革等政策方面对会计信息可比性的相关研究较为匮乏。因此，基于会计信息可比性角度揭示注册制改革的溢出效应既可以补充与完善已有文献，也可以分析与评价注册制改革的政策效果。
为了研究注册制改革产生的溢出效应，探明注册制改革是否提升了同行业企业会计信息可比性，本文以2017～2021年沪深A股非科创板上市公司为样本，通过多期倍分法（DID）进行实证检验。研究发现，注册制改革具有溢出效应，可以提升同行业企业会计信息可比性；市场竞争能够强化注册制改革产生的溢出效应。机制检验发现，注册制改革能够优化同行业企业信息披露质量、强化投资者谨慎心理特征、压缩同行业企业盈余操纵空间，从而提升会计信息可比性。异质性检验发现，注册制改革的溢出效应在审计师不具有行业专长、机构投资者持股比例较低的企业中更明显。经济后果检验发现，注册制改革的溢出效应能够缓解企业融资约束、促进企业高质量发展，发挥提升资本配置效率、服务实体经济发展的作用。
二、理论分析与假设提出（一）注册制改革与会计信息可比性注册制改革对会计信息可比性的溢出效应具体体现于优化同行业企业信息披露质量、强化投资者谨慎心理特征、压缩同行业企业盈余操纵空间三个方面：
第一，注册制改革能激发信息披露溢出效应，优化同行业企业信息披露质量。信息披露是注册制改革的核心亮点及重要特征。申请注册上市企业需要在招股说明书等信息披露文件中真实、准确、完整地披露相关信息，包括行业特点、业务流程、会计政策、风险因素等。申请注册上市企业更为规范的信息披露模式降低了同行业企业信息获取难度，其能够以更低成本获悉行业前沿商业运营模式、预测未来创新方向，有利于改善行业整体信息环境（巫岑等，2022）。申请注册上市企业在行业内发挥信息披露示范作用，除了可以为同行业企业提供更多的增量信息，还会影响存量信息，改变同行业企业的信息披露决策。高质量、充足、全面的信息披露更容易在资本市场产生“眼球”效应，同行业企业有更强的意愿学习或模仿申请注册上市企业的信息披露模式，优化自身信息披露质量。对于相同或类似的经济交易，申请注册上市企业提供了可借鉴的会计信息，同行业企业的学习模仿行为有利于保持相对一致的会计信息口径，从而提升会计信息可比性。
第二，注册制改革能提高市场自由选择程度，强化投资者谨慎心理特征。将选择权交由市场是注册制改革的逻辑主线及运行机制。注册制改革将选择权交给了“看不见的手”，监管部门不再实质判断申请上市企业价值及发展前景，投资者需要自行分析做出投资决策。出于降低市场投资风险的考虑，投资者更可能积极挖掘申请注册上市企业的各类信息，注重积累会计与金融方面的专业知识。行业是重要的投资分析维度之一（张学勇和唐国梅，2022），更谨慎的心理特征促使投资者在行业信息层面分配更多注意力，了解更多同行业企业信息，掌握行业发展现状，熟悉行业经营特点，有利于投资者理解同行业企业不同会计政策的选择是否能够真正反映实际经济业务。不符合行业发展情况的会计政策选择更容易被谨慎的投资者识别并质疑，市场压力促使同行业企业调整不合理的会计政策，从而提升会计信息可比性。
第三，注册制改革能增强行业信息透明度，压缩同行业企业盈余操纵空间。信息监管是注册制改革的制度基础及实施保障。注册制改革降低了企业上市门槛，但不意味着放松行政监管，仍要继续加大信息检查和审核力度（张光利等，2021）。在注册制改革背景下，监管部门需结合现场检查及督导等多种方式以提升监管效能，中介机构需审慎核查申请注册上市企业的申报材料以提高信息可靠性，严格的信息监管降低了各类负面消息被隐藏的概率，促使行业重要信息得到及时披露，减少信息迟滞现象。更加透明的行业信息披露有助于打破投资者信息不对称僵局，信息劣势缓解有益于提高投资者分析申请注册上市企业及其所属行业风险的能力、辨明同行业企业真实运营情况。投资者信息不对称难题的缓解优化了行业信息环境，还可以抑制管理层机会主义动机（肖土盛等，2017；彭雅哲和汪昌云，2022）。透明度高的行业信息加大了同行业企业违规披露会计信息的难度，不利于管理层择机选择会计方法和会计政策，压缩了其进行盈余操纵的空间。更低的盈余操纵程度有助于保持同行业企业会计信息口径在不同年份的一致性，从而提升会计信息可比性。
综上，本文提出H1：注册制改革能够产生溢出效应，提升同行业企业会计信息的可比性。
（二）市场竞争对注册制改革与会计信息可比性间关系的影响市场竞争水平与企业会计信息披露质量关系密切（伊志宏等，2010；韩忠雪和康永力，2015），是影响注册制溢出效应的重要因素（刘瑞琳和李丹，2022）。在高强度市场竞争环境下，企业为了保持竞争优势更加关注同行业竞争对手行为（Lieberman 和Asaba，2006），敏锐地捕捉申请注册企业在生产运营、财务会计等方面的信息，维持会计估计及会计政策的相对一致性，通过会计信息的横向对比和纵向对比寻找保持竞争优势的突破口和关键抓手。同时，在高强度市场竞争环境中，企业产品同质化现象突出，经济交易相似程度较高，各种会计估计、会计政策选择的差异化程度更容易被放大（钟廷勇等，2022）。注册制改革增强了投资者对高质量、高标准信息的要求，通过会计信息的对比，投资者更容易发现高强度市场竞争行业内企业不合理的会计信息披露方式，抑制企业盈余操纵行为。此外，在高强度市场竞争环境下，企业极易出现资金短缺问题（Hoberg等，2014），更高质量的信息披露有益于缓解融资约束（任宏达和王琨，2019）。受到注册制信息披露机制的影响，申请注册上市企业披露的会计信息质量更高，降低了同行业企业会计方法或会计政策选择的不确定性。为了获取投资者的认可，企业更具学习借鉴动机，尽可能减少会计准则的错误应用，提高财务报告质量，以便于投资者对会计信息进行对比分析，深层次理解和把握企业经济业务实质。因此，高强度市场竞争能够加速释放注册制改革产生的溢出效应，进一步提升会计信息可比性。
综上，本文提出H2：高强度市场竞争可以强化注册制改革的溢出效应，即能提升同行业企业会计信息的可比性。
三、研究设计（一）样本选择与数据来源本文以2017 ～2021 年沪深A 股非科创板上市公司为研究样本，并进行了如下数据处理：剔除2017 年之后上市的样本、ST 及金融类行业样本和存在缺失值的样本。经过一系列处理后，共计获得10202 个观测值。此外，为了消除极端值的影响，本文对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理。相关财务数据主要来自国泰安（CSMAR）数据库。
（二）研究变量1.被解释变量：会计信息可比性（Compacc4）。参考De Franco 等（2011）、胥朝阳和刘睿智（2014）的研究，本文使用上市公司i 第t 期前连续16 个季度的数据，通过公式（1）进行估计。其中，Earnings为季度净利润除以期初股价，Return 为季度股票收益率。Neg 为虚拟变量，如果Return是负值，Neg取1，否则取0。
估计得出回归系数，对上市公司i 与j 的盈余进行预测，如公式（2）（3）：
然后，定义上市公司i与j的会计信息可比性，如公式（4）：
按照同样的方法，分别计算上市公司i与同行业其他公司的会计信息可比性，并从大到小排序，以t 期前4个值的均值衡量上市公司i的会计信息可比性（Compacc4）。Compacc4取值越大，会计信息可比性越高。
2.解释变量：注册制改革（Treat×Post）。本文使用多期倍分法研究注册制改革的经济后果，设置Treat和Post 两个虚拟变量。Treat 表示上市公司i 所处行业是否属于科创板板块行业，若属于则取1，否则取0。Post 表示时间节点，若t 期上市公司i 所处行业有公司预披露招股说明书取1，否则取0。Treat×Post 表示上市公司i 所处行业在t 期是否存在预披露的科创板公司。
3.调节变量：市场竞争（HHI）。本文以各行业的赫芬达尔—赫希曼指数（HHI）衡量市场竞争强度，即行业内上市公司i 的主营业务收入占行业总市场份额比值的平方和。上市公司i 所处行业的HHI 越小，市场竞争强度越高。
4.控制变量。参考Endrawes 等（2020）、方红星等（2017）、袁知柱等（2017）的研究，本文选取企业层面与治理层面的控制变量。企业层面的变量包括企业规模（Size）、企业成长性（Growth）、资产负债率（Lev）与净资产收益率（Roe），治理层面的变量包括独立董事比例（Indepen）、大股东持股比例（Top1）、管理层持股比例（Msh）、董事会规模（Board）与两职兼任（Dual）。此外，还控制了年份与行业固定效应。各变量的具体定义如表1所示。
表1 变量定义
（三）设计模型为了研究注册制改革能否对同行业企业会计信息可比性产生溢出效应，本文设置如公式（5）所示的模型进行检验。其中，Controls 表示控制变量，λ 表示年份固定效应，μ 表示行业固定效应，ε 为随机扰动项。因为Treat 和Post 分别与行业及年份固定效应存在共线性，所以模型中不再单独放入。
为了检验市场竞争（HHI）的调节作用，本文设置了交乘项（Treat×Post×HHI），并且构建了如公式（6）所示的模型，各变量的含义与公式（5）相同。
四、实证结果与分析（一）描述性统计各变量的描述性统计结果如表2 所示。会计信息可比性（Compacc4）的均值为-0.0041，最小值为-0.0262，最大值为-0.0005，说明不同上市公司的会计信息可比性存在较大差异。注册制改革（Treat×Post）的均值为0.3865，说明近38.65%的样本受到了注册制改革的冲击。描述性统计结果与已有文献基本保持一致。
表2 描述性统计结果
（二）单变量分析为了分析注册制改革与会计信息可比性的关系，本文进行了单变量检验分析。表3 报告了处理组与控制组的会计信息可比性均值、中位数及对应的差异水平，科创板板块行业企业（处理组）会计信息可比性的均值和中位数均在1%的水平上显著高于控制组，这在一定程度上说明注册制改革能够产生溢出效应，有利于提升同行业企业会计信息可比性。
表3 单变量检验结果
（三）主回归分析主回归结果如表4所示。列（1）为不加入控制变量与调节变量的回归结果，注册制改革（Treat×Post）与会计信息可比性（Compacc4）在1%的水平上显著正相关，列（2）为加入控制变量的回归结果，Treat×Post 的回归系数为0.0005，在1%的水平上显著，说明注册制改革产生了溢出效应，提高了同行业企业会计信息可比性，支持了H1。从经济意义上来说，注册制改革促使会计信息可比性提升了约12.20%（0.0005/0.0041）。列（3）为加入控制变量与调节变量的回归结果，交乘项（Treat×Post×HHI）的回归系数在1%的水平上显著为负，说明市场竞争强度越大，注册制改革对会计信息可比性的溢出效应越明显，证实了市场竞争强度发挥的正向调节作用，支持了H2。在控制变量方面，企业规模（Size）、资产负债率（Lev）与会计信息可比性显著负相关，净资产收益率（Roe）、大股东持股比例（Top1）、管理层持股比例（Msh）与会计信息可比性显著正相关，与既有研究基本保持一致。
表4 主回归结果
（四）稳健性分析1.平行趋势检验。为了探讨注册制改革冲击前处理组与控制组的会计信息可比性是否存在显著差异，本文设置如公式（7）所示的模型进行平行趋势检验。其中，Pre1、Pre2、Current、Post1、Post2 均为虚拟变量：若处于科创板注册制改革冲击前2 期，Pre2 取1，否则取0；若处于冲击前1期，Pre1取1，否则取0；若处于冲击当期，Current 取1，否则取0；若处于冲击后1 期，Post1 取1，否则取0；若处于冲击后2 期，Post2 取1，否则取0。回归结果如表5 列（1）所示，Pre2、Pre1、Current 的回归系数逐渐增加，而且Pre2 与Pre1 的回归系数不显著，Current 的回归系数在1%的水平上显著为正，说明满足了平行趋势假设。
表5 稳健性检验
2.安慰剂检验。为了排除其他随机性因素的干扰，本文进行安慰剂检验。将2016 年作为虚拟政策时间点，选用2014～2018 年作为样本区间，并设置安慰剂变量Placebo，替换公式（5）中的Treat×Post 变量。若上市公司i 所处行业在2016 年及之后存在预披露的科创板公司，Placebo 取1，否则取0。回归结果如表5 列（2）所示，Placebo 的回归系数不显著，说明通过了安慰剂检验。
3.排除其他潜在的解释。除了受到注册制改革冲击的影响，企业会计信息可比性还可能随着内部控制质量的增强而得到提升，而且分析师关注能够缓解投资者与上市公司之间的信息不对称问题，提升会计信息可比性。为了排除这两个可能的解释，本文进一步控制了内部控制质量（ICQ）与分析师关注（Analyst）变量。其中，内部控制质量（ICQ）为迪博数据库中的内部控制指数加1的对数，分析师关注（Analyst）为分析师跟进人数加1 的对数。回归结果如表5 列（3）所示，ICQ、Analyst 与Treat×Post 的回归系数均在1%的水平上显著为正，说明内部控制质量和分析师关注不会影响本文的结论。
4.替换被解释变量。在计算完成上市公司i 与同行业公司的会计信息可比性并排序后，以t 期前10 个值的均值衡量会计信息可比性（Compacc10）。回归结果如表5 列（4）所示，Treat×Post 的回归系数为0.0007，在1%的水平上显著，证明了原结论的稳健性。
5.考虑会计信息可比性的滞后现象。考虑到注册制改革产生溢出效应可能需要一定时间，其对会计信息可比性的影响可能存在滞后现象。为了排除这一影响，将被解释变量替换为未来一期的会计信息可比性重新进行检验。回归结果如表5 列（5）所示，Treat×Post 与Compacc4 在1%的水平上显著正相关，仍然支持了原结论。
6.更加稳健的标准误算法。为了提高估计结果的准确性，本文对标准误进行企业维度的聚类处理。如表5 列（6）所示，Treat×Post 的回归系数在1%的水平上显著为正，支持了本文的结论。
五、拓展性分析（一）机制检验1.企业信息披露质量渠道。为了检验注册制改革是否强化了同行业企业信息披露质量，从而产生溢出效应，提升会计信息可比性，本文以深交所提供的上市公司年度信息披露考评结果衡量信息披露质量，若考评结果为优秀或良好，则认为属于信息披露质量高组，若考评结果为合格或不合格，则认为属于信息披露质量低组，分组回归结果如表6 列（1）（2）所示。信息披露质量低组中Treat×Post 的回归系数为0.0012，在1%的水平上显著，其系数大小及显著性水平均高于信息披露质量高组，而且在1%的水平上通过了组间系数差异检验（Chow Test），说明注册制改革的溢出效应在信息披露质量较低的企业中更为明显，即注册制改革能够强化企业信息披露质量，优化行业信息环境，提升会计信息可比性。
表6 机制检验
2.投资者谨慎心理特征渠道。为了检验注册制改革是否强化了投资者谨慎的心理特征，从而产生溢出效应，提升会计信息可比性，本文以上市公司百度搜索指数总量衡量投资者谨慎心理特征强度，百度搜索指数总量越大，投资者关注度越强，其谨慎心理特征强度越大。本文按照百度搜索指数总量的中位数将样本分为两组，回归结果如表6 列（3）（4）所示。投资者谨慎心理特征强度小组中Treat×Post 的回归系数与显著性水平均高于投资者谨慎心理特征强度大组，并且在5%的水平上通过了组间系数差异检验（Chow Test），说明注册制改革的溢出效应在投资者谨慎心理特征强度较小的企业中更为突出，即注册制改革能够强化投资者谨慎心理特征，提升会计信息可比性。
3.企业盈余操纵渠道。为了检验注册制改革是否压缩了同行业企业盈余操纵空间，从而产生溢出效应，提升会计信息可比性，本文参考Dechow 等（1995）修正的Jones 模型来衡量盈余操纵程度（DA），具体如公式（8）（9）（10）所示。其中，TA 为总应计利润，A 为期末总资产，PPE 为固定资产净额，ΔREV 与ΔREC 分别为营业收入与应收账款变动额，NDA 为非操纵性应计利润，DA 为操纵应计利润的绝对值。DA 取值越大，盈余操纵程度越强。若DA 值高于样本中位数，则认为属于盈余操纵程度强组，其余属于盈余操纵程度弱组，机制检验结果如表6 列（5）（6）所示。盈余操纵程度强组Treat×Post 的回归系数为0.0006，在1%的水平上显著，盈余操纵程度弱组Treat×Post 的回归系数为0.0004，在5%的水平上显著，而且在1%的水平上通过了组间系数差异检验（Chow Test），说明注册制改革的溢出效应在盈余操纵程度较强企业中更为显著，即注册制改革能够抑制盈余操纵空间，提升会计信息可比性。
（二）异质性检验1.审计师行业专长。具有行业专长的审计师积累了更多行业经验，熟悉行业状况及特殊会计政策等，能更准确地判断审计重要性水平（郑石桥和许玲玲，2020），有针对性地执行审计程序。缺乏行业专长的审计师难以保证审计质量，被审计企业的会计信息可比性较差，所以注册制改革可能对其产生更为明显的溢出效应。为了证实这一设想，参考Zeff 和Fossum（1967）的研究，本文以行业市场份额法来衡量审计师行业专长（AudPro），具体计算过程如公式（11）所示。其中，REV 表示审计费用，公式的含义为审计师i在行业k 占有的市场份额，即AudPro 数值越大，审计师行业专长越突出。本文按照审计师行业专长的中位数将样本分为审计师具有行业专长组和不具有行业专长组，回归结果如表7 列（1）（2）所示。审计师不具有行业专长组Treat×Post的系数为0.0006，高于审计师具有行业专长组的系数，并且在1%的水平上通过了组间系数差异检验（Chow Test），说明注册制改革的溢出效应在审计师不具有行业专长的企业中更明显，更容易提升其会计信息可比性。
表7 异质性与经济后果检验
2.机构投资者持股比例。机构投资者通常具有更强的专业分析及信息挖掘能力，参与公司治理能够降低管理层进行盈余操纵的可能性，而且为了提高决策效率，其会要求管理层提供更可比的会计信息（孙光国和杨金凤，2017）。较少的机构投资者持股比例不利于充分发挥治理作用，企业原本的信息质量容易存在问题（徐经长等，2022）。在机构投资者持股比例不同时，注册制改革对企业会计信息可比性的溢出效应在理论上应存在差异。注册制改革可以通过降低信息不对称水平来弥补机构投资者持股比例不足的缺陷，提升会计信息可比性的作用可能更明显。本文按照机构投资者持股比例的中位数将样本分为两组，回归结果如表7列（3）（4）所示。Treat×Post 在机构投资者持股比例多组中的系数为0.0004，低于持股比例少组的系数0.0008，而且在1%的水平上通过了组间系数差异检验（Chow Test），说明注册制改革对机构投资者持股比例较低的企业具有更强的溢出效应，能够更有效地提升其会计信息可比性。
（三）经济后果检验1.注册制改革的溢出效应是否缓解了企业融资约束。可比性高的会计信息有利于资本市场合理配置资源，注册制改革提升企业会计信息可比性的溢出效应能够满足投资者的信息需求，那么企业融资难问题应当有所缓解。为了检验注册制改革溢出效应的进一步经济后果，本文以企业当年SA 指数减去前一年SA 指数衡量企业融资约束（ΔSA）。ΔSA 数值越小，说明融资约束缓解状况越理想。本文设置了交乘项（Treat×Post×Compacc4），对公式（12）所示模型进行回归，结果如表7 列（5）所示。Treat×Post×Compacc4 与ΔSA 在1%的水平上显著负相关，说明注册制改革提升会计信息可比性能够降低企业融资约束程度，缓解融资难问题，提升资本配置效率。
2.注册制改革的溢出效应是否促进了企业高质量发展。注册制改革的重要目标是健全资本市场功能，服务实体经济高质量发展。可比性高的会计信息有利于提高企业股东或债权人的投资决策效率，促使政府监管部门有效配置资源。为了分析注册制改革的溢出效应是否可以促进企业高质量发展，本文参考许晓芳和陆正飞（2022）的研究，使用LP 半参数法计算全要素生产率，并以企业当年全要素生产率减去前一年全要素生产率衡量高质量发展水平（ΔTFP）。ΔTFP 数值越大，企业高质量发展水平越强。本文对公式（13）的模型进行回归，结果如表7 列（6）所示。Treat×Post×Compacc4 的系数为2.1363，在10%的水平上显著，说明注册制改革通过提升会计信息可比性能够促进企业全要素生产率提高，更好地赋能实体经济高质量发展。
六、研究结论与对策建议（一）研究结论本文以2017 ～2021 年沪深A 股非科创板上市公司为研究样本，使用多期倍分法研究了注册制改革对同行业企业会计信息可比性的溢出效应。研究发现，注册制改革能够产生溢出效应，提升同行业企业会计信息可比性，市场竞争可以强化溢出效应。机制检验发现，注册制改革通过优化同行业企业信息披露质量、强化投资者谨慎心理特征、压缩同行业企业盈余操纵空间三个渠道提升会计信息可比性。异质性检验发现，注册制改革产生的溢出效应在审计师不具有行业专长、机构投资者持股比例低的企业中更明显。经济后果检验发现，注册制改革产生的溢出效应最终缓解了企业融资约束、促进了企业高质量发展，即注册制改革发挥了提升资本配置效率、服务实体经济发展的作用。
（二）对策建议结合研究结论，为了推动我国全面注册制改革行稳致远，健全资本市场功能，更好赋能实体经济，本文分别从监管机构、企业、中介机构层面给出相应的对策建议。
1.监管机构需持续完善信息披露细则要求，加大信息披露违规惩罚力度。在放管结合的注册制改革过程中，监管机构应始终坚持以强化信息披露机制为核心，在将选择权交由市场的同时加强信息监管力度，通过审核问询方式履行信息监管职能，从源头上保障注册上市企业的信息披露质量，发挥注册制带动会计信息可比性提升的作用。不断细化行业特征信息披露规则，要求企业给出变更会计估计方法或会计政策的合理性解释，对于存在争议的会计方法或会计政策选择及时给出指引准则，促使企业披露更高质量、更具可比性的会计信息，满足投资者的信息需求，让市场发挥资源配置作用。监管机构还需把好注册制改革的“入口关”，压实中介机构责任，加强现场督导并规定严格的信息披露违规惩罚措施，如将虚假披露财务信息的企业纳入失信被执行人名单、追究相关中介机构失职责任等，强化监管震慑力。建立健全注册制改革的配套制度，如完善投资者集体诉讼制度等事后监管机制，提高企业违规披露会计信息的成本，有力保护投资者合法权益。此外，相关部门还需打造有效市场竞争机制，抑制行业垄断现象，激发企业竞争活力，在全面注册制下更好地提升会计信息可比性。
2.企业应紧抓注册制改革新机遇，通过提升会计信息可比性吸引投资者关注。企业应认识到注册制改革可以提高注册上市企业的信息披露质量，为同行业提供了有益参考。及时关注同行业注册上市企业披露的行业特征、会计方法、会计政策等信息，通过学习或借鉴等方式增强会计准则应用的准确性，维持相对一致的会计信息披露方式，借助会计信息对比寻找竞争突破口。更具可比性的会计信息也便于投资者进行对比分析，防止投资者关注的损失。企业应积极调整不符合行业特征的会计估计方法或会计政策选择，并且对相关变更做出充分说明。同时，企业应注意注册制改革增强了行业信息透明度，投资者心理特征更趋谨慎，应避免择机选择会计方法或会计政策，避免盈余操纵行为。理性参与市场竞争，降低由于恶性竞争而违规变更会计信息披露方式的概率，提升会计信息可比性从而真正缓解融资约束、加快高质量发展步伐。
3.中介机构要增强行业专长能力，提高失职责任风险意识。注册制改革加剧了证券公司、会计师事务所等中介机构的竞争程度，对其专业能力和风险意识也提出了更高要求。中介机构要提高行业维度的信息挖掘及分析能力，确保注册上市企业的信息披露质量符合要求，为注册制改革产生溢出效应夯实基础。同时，中介机构要积极调整业务承接策略，在选择客户时注重其行业属性，有方向地培养行业专长能力，不仅能帮助企业选择符合行业特征的会计估计方法和会计政策，提高其会计信息可比性，还有利于中介机构合理控制风险、获取更多经济资源，在全面注册制下实现高质量发展。
【 主要参考文献】
方红星，张勇，王平.法制环境、供应链集中度与企业会计信息可比性［J］.会计研究，2017（7）：33 ～40+96.
黄悦昕，罗党论，张思宇.全面注册制下的IPO 发行：更易或者更难——来自资本市场的经验证据［J］.财会月刊，2023（10）：132 ～139.
巫岑，饶品贵，岳衡.注册制的溢出效应：基于股价同步性的研究［J］.管理世界，2022（12）：177 ～202.
肖土盛，宋顺林，李路.信息披露质量与股价崩盘风险：分析师预测的中介作用［J］.财经研究，2017（2）：110 ～121.
胥朝阳，刘睿智.提高会计信息可比性能抑制盈余管理吗？［J］.会计研究，2014（7）：50 ～57+97.
伊志宏，姜付秀，秦义虎.产品市场竞争、公司治理与信息披露质量［J］.管理世界，2010（1）：133 ～141+161+188.
袁知柱，张小曼，于雪航.产品市场竞争与会计信息可比性［J］.管理评论，2017（10）：234 ～247.
张光利，薛慧丽，高皓.企业IPO 价值审核与股票市场表现［J］.经济研究，2021（10）：155 ～171.
张学勇，唐国梅.行业关注度与股票横截面收益率——基于百度行业搜索指数的研究［J］.经济学（季刊），2022（3）：773 ～794.
钟廷勇，黄亦博，孙芳城.企业数字化转型、市场竞争与会计信息可比性［J］.现代财经（天津财经大学学报），2022（12）：21 ～43.
De Franco G.，Kothari S.P.，Verdi R.S..The Benefits of Financial Statement Comparability［J］.Journal of Accounting Research，2011（4）：895 ～931.
Endrawes M.，Feng Z.A.，Lu M.T.，et al..Audit Committee Characteristics and Financial Statement Comparability［J］.Accounting and Finance，2020（3）：2361 ～2395.
Hoberg G.，Phillips G.，Prabhala N..Product Market Threats，Payouts，and Financial Flexibility［J］.The Journal of Finance，2014（1）：293 ～324.
Zeff S.A.，Fossum R.L..An Analysis of Large Audit Clients［J］.The Accounting Review，1967（2）：298 ～320.
