［摘要］本文以2018—2023年我国大型上市集团公司为样本，采用Python检索法、Pearson相关性分析、回归分析法等实证方法，分析业财融合对企业会计信息质量的影响。实证结果表明，业财融合能够提升企业会计信息质量，并通过“信息效应”和“监管效应”降低企业内部信息不对称和加强内部监督，进而提高会计信息质量，且经过稳健性检验后结论依然成立。本文旨在为上市企业会计信息化发展提供新的思路，助力企业实现财务管理转型升级。

　　［关键词］企业会计信息化；业财融合；会计信息质量

　　0引言

　　在当前信息化时代背景下，传统的核算型财务管理模式已经很难满足现代化企业升级转型的需求，业财融合作为新时代企业财务管理的新模式，从企业发展的整体思路去思考财务发展是否符合企业发展的目标，已经成为现代化企业转型升级的一个可行措施[1]。本文探讨业财融合对企业会计信息质量的影响。

　　1理论分析与研究假设

　　结合之前的研究，业财融合作为企业财务管理转型升级的模式之一，对于企业会计信息质量的影响主要体现在两个方面[2]：首先，业财融合能够提高会计信息的获取效率，保证会计信息的准确性和可信度，表现为“信息效应”。业财融合则通过信息化手段使业务与财务在流程上实现自动协同，使会计人员能够更快速便捷地从各种渠道获取财务数据。其次，业财融合背景下的会计信息具有实时性和透明性，能够优化决策支持信息，监控企业内部的经营管理活动，表现为“监管效应”。

　　结合理论分析，本文提出以下两个假设：

　　假设H1：如果其他条件都不变，实施业财融合能提升会计信息质量。

　　假设H2：实施业财融合，通过“信息效应”和“监管效应”，也能提高会计信息质量。

　　2研究设计

       2.1样本选择

　　本文选取2018—2023年的上市集团公司为研究对象，在样本选取的过程中剔除了以下企业：①金融行业与保险行业的企业；②上市年限不足一年的企业；③财务数据严重缺乏的企业；④ST、*ST或者PT公司。本文在财务数据的选取方法上，参考借鉴杨德明等[3]的做法，得到16 255个样本观测值，为防止异常值对研究结果的影响，对连续变量在前后1%的水平上进行缩尾（Winsorize）处理。

　　2.2变量定义

　　2.2.1被解释变量

　　会计信息质量（absDA）：在本文中，我们参考了修正的Jones模型来计算可操纵性应计项（DA）的绝对值（absDA），以此作为评估会计信息质量的指标。

　　2.2.2解释变量

　　业财融合指标（BFII）：表示企业是否采用业财融合。本文参考余应敏等[4]的做法，设置BFII变量。在评估企业业务与财务整合的进展时，我们依据明确的标准进行赋值。

　　2.2.3控制变量

　　本文参考已有的研究方法[5-6]，在解释变量与被解释变量之外设置了影响会计信息质量的控制变量，如公司规模（SIZE）、资产负债率（LEV）、总资产收益率（ROTA）、亏损状态（LOSS）、业务复杂度（Complexity）等，以及管理体系上的独董比例（Indboard）、董事会规模（Board）等，为准确估计影响，模型还引入了行业类型（Industry，以下简称Ind）和年份（Year，虚拟变量）。

　　2.3模型设计

　　为了验证假设H1，本文参考修正的Jones模型[7]计算出可操纵性应计项，表示会计信息质量，具体公式如下：

　　absDAi,t+1=α0+α1BFIIit+α2Controlsit+ΣInd+ΣYear+εit（1）

　　其中，为考虑业财融合影响的滞后性，故将absDA设置为t+1条件下可操作性应计项的绝对值。

　　为了验证假设H2，本文参考已有的方法模型[8]进行效应检验，具体公式如下：

　　Pathit=γ0+γ1BFIIit+γ2Controlsit+εit（2）

       absDAi,t+1=λ0+λ1BFIIit+λ2Pathit+λ3Controlsit+εit（3）

　　其中，Path表示业财融合影响会计信息质量的途径，即“信息效应”，用信息透明度（Opaque）表示，以及“监管效应”，用内部监管数据指数（IS）表示。

　　3实证结果分析

       3.1描述性统计

　　根据表1分析结果显示，在业财融合的实施背景下，实施此类融合策略的企业在可操纵性应计项（absDA）的均值（mean）普遍超过0.06的水平。已实施业财融合的企业在盈余管理方面呈现出更为稳健的趋势。这一发现初步验证了假设H1。此外，除了可操纵性应计项的绝对值（absDA）外，其他指标如资产负债率、亏损状态以及总资产收益率等，在实施业财融合与未实施业财融合企业之间也表现出显著的差异。

       3.2相关性检验

　　在Pearson相关性分析的严谨评估下，我们观察到变量absDA与BFII之间的相关系数达到-0.031，且在严格的1%统计显著性水平下得到确认。此发现揭示了会计信息质量与业财融合之间存在微妙的负向关联，同时验证了假设H1。这一结果意味着，当企业积极采纳并实施业财融合策略时，其盈余管理水平将得到有效控制。控制变量间的相关系数均保持在0.5以下，排除了多重共线性问题的潜在干扰，使这一结论更具说服力。

　　3.3回归结果分析

　　验证业财融合对提升企业会计信息质量的作用（假设H1）的具体数据详见表2中的第（1）列和第（2）列。统计分析结果显示，业财融合（BFII）的回归系数在5%的置信水平下显著为负，且在更为严格的1%置信水平下同样显著为负，验证了假设H1。

　　为了验证假设H2，本文按照已有的研究方法进行了中介效应检验。结果如表2的第（3）列至第（6）列所示。从第（3）列和第（4）列的数据可以看出，过去五年里，企业的可操纵性应计项目总数越多，信息透明度（Opaque）越低。这证实了“信息效应”可以提升会计信息质量。同时，通过加入内部监管数据指数（IS），第（5）列和第（6）列的结果显示，企业内部监管越严格，越能有效降低盈余管理程度，进而提高会计信息质量。综上，中介效应结果验证了假设H2。

　　4稳健性检验

　　为了保证结果的稳健性，本采用了如下两种方法进行稳健性检验。

　　一是公司层面固定效应检验：旨在更为精准地控制那些不随时间推移而发生变化的公司特性，从而确保主回归结果的稳定性和可靠性。

　　二是更换关键性变量：参考已有文献的论述[6]，对被解释变量的稳健性采用其他的度量方法，重新衡量企业的盈余管理水平。

　　稳定性检验结果与前文所述一致，由于篇幅有限，不再列示回归结果。

　　5结论与建议

　　本文从会计信息质量的视角出发，以2018年至2023年间的上市集团公司为样本，采用回归分析法探究了业财融合实施对会计信息质量的影响。经过全面而系统的研究，主要得出以下结论：首先，业财融合的实施对盈余管理行为产生了显著的抑制作用，从而有效提升了会计信息的质量。与未实行业财融合的公司相比，采取这个策略的公司盈余管理水平明显变低了。其次，业财融合有两个主要作用，一个是“信息效应”，另一个是“监管效应”。“信息效应”就像是一道光，照亮了企业内部的信息不对称问题，让信息变得更透明；“监管效应”则加强了企业的内部监控，保证了会计信息的真实性和可信度。

　主要参考文献

　　［1］李朝芳.地区经济差异、企业组织变迁与环境会计信息披露：来自中国沪市污染行业2009年度的经验数据［J］.审计与经济研究，2012（1）：68-78.

　　［2］赖梅香.业财融合背景下企业财务信息化管理［J］.现代审计与会计，2024（5）：39-41.

　　［3］杨德明，夏小燕，金淞宇，等．大数据、区块链与上市公司审计费用［J］.审计研究，2020（4）：68-79.

　　［4］余应敏，黄静，李哲.业财融合是否降低审计收费？——基于A股上市公司证据［J］.审计研究，2021（2）：46-55.

　　［5］陈红，陈玉秀，杨燕雯.表外负债与会计信息质量、商业信用：基于上市公司表外负债监察角度的实证研究［J］.南开管理评论，2014，17（1）：69-75.

　　［6］杜兴强，赖少娟，裴红梅.女性高管总能抑制盈余管理吗？——基于中国资本市场的经验证据［J］.会计研究，2017（1）：39-45，95.

　　［7］HUANG J，Z P MEI，Z LI.Business and financial information integration and voluntary management earnings forecasts［J］.China Journal of Accounting Research，2020（3）：291-307.

　　［8］温忠麟，叶宝娟.中介效应分析：方法和模型发展［J］.心理科学进展，2014，22（5）：731-745.