陳留平+趙菲菲

【摘 要】 《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》作為小企業(yè)財(cái)務(wù)信息的編報(bào)依據(jù)是編報(bào)高質(zhì)量財(cái)務(wù)信息的先決條件，小企業(yè)采用準(zhǔn)則的變化將會(huì)在新的財(cái)務(wù)報(bào)告中進(jìn)行體現(xiàn)。由于《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》從2013年1月1日起正式實(shí)施，時(shí)間較短，因此文章選用2010年至2013年青島地區(qū)小企業(yè)問卷調(diào)查數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，組成平衡面板數(shù)據(jù)樣本，運(yùn)用截面瓊斯模型將數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。從實(shí)證結(jié)果看，《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》下小企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告所規(guī)范的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的確有所提高，但是程度并不顯著。

【關(guān)鍵詞】 小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則； 會(huì)計(jì)信息質(zhì)量； 實(shí)證分析

中圖分類號(hào)：F233 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1004-5937（2014）29-0039-04

一、引言

為了適應(yīng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展、小企業(yè)規(guī)模的逐漸壯大，保證會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，加強(qiáng)稅收征管，我國(guó)財(cái)政部要求所有小企業(yè)自2013年1月1日起實(shí)施《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》。自2003年《中華人民共和國(guó)中小企業(yè)促進(jìn)法》頒布實(shí)施以來，我國(guó)頒布了多條促進(jìn)小企業(yè)發(fā)展的準(zhǔn)則、制度，都是通過借鑒、創(chuàng)新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則來提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量所做的努力。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則是關(guān)于財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)確認(rèn)、計(jì)量、記錄、報(bào)告的規(guī)范性文件，財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)的確認(rèn)、計(jì)量和報(bào)告又是財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)中需要規(guī)范的核心內(nèi)容，也是各國(guó)會(huì)計(jì)規(guī)范及其國(guó)際協(xié)調(diào)的重心所在，其標(biāo)準(zhǔn)如何直接影響會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量。會(huì)計(jì)信息作為企業(yè)財(cái)務(wù)狀況、經(jīng)營(yíng)成果和現(xiàn)金流量的表現(xiàn)載體，是各利益主體關(guān)注的重點(diǎn)，《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》實(shí)施過程中必然會(huì)對(duì)這一表現(xiàn)載體產(chǎn)生影響。筆者采用2012—2013年小企業(yè)年報(bào)的數(shù)據(jù)，運(yùn)用截面瓊斯模型檢驗(yàn)《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》實(shí)施前后會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的差別，考慮會(huì)計(jì)準(zhǔn)則之外的因素如風(fēng)險(xiǎn)、規(guī)模、損失與否等，檢驗(yàn)結(jié)果表明2013年的可操縱性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目小于2012年的可操縱應(yīng)計(jì)項(xiàng)目，在一定程度上說明《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》提高了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國(guó)外文獻(xiàn)

迄今為止，檢驗(yàn)準(zhǔn)則對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量影響的文獻(xiàn)已有一些成果。國(guó)外學(xué)者JohnAmmer、Nathanaelclillton和GregNini以跨國(guó)上市公司為藍(lán)本，研究了會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與會(huì)計(jì)信息之間的關(guān)系，認(rèn)為US GAAP所要求的財(cái)務(wù)報(bào)告的信息含量要高于ISA，而ISA所要求的財(cái)務(wù)報(bào)告的信息含量又高于歐洲各國(guó)的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，并運(yùn)用盈余估計(jì)的分散程度進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。

（二）國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)

國(guó)內(nèi)專家、學(xué)者也有不少貢獻(xiàn)。王建新（2005）從會(huì)計(jì)信息的可靠性方面對(duì)會(huì)計(jì)盈余質(zhì)量進(jìn)行界定，通過比較國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則兩種體系下的會(huì)計(jì)盈余質(zhì)量差異，考察了采用國(guó)際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則是否有利于提高會(huì)計(jì)盈余質(zhì)量，探討我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際化的效果。朱銳、梅世強(qiáng)（2007）利用Ohlson模型對(duì)2004—2009年年報(bào)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析研究，證實(shí)新準(zhǔn)則的實(shí)施確實(shí)提高了會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性，對(duì)制造行業(yè)而言，每股短期資產(chǎn)、每股經(jīng)營(yíng)性盈余、每股凈資產(chǎn)對(duì)股價(jià)的解釋力度顯著大于準(zhǔn)則實(shí)施以前。高英（2008）指出新準(zhǔn)則實(shí)現(xiàn)了與國(guó)際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則的實(shí)質(zhì)性趨同，為企業(yè)制定會(huì)計(jì)政策和提供會(huì)計(jì)信息搭建了一個(gè)國(guó)際化的平臺(tái)，不僅有利于企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高，而且對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)管理、人事、經(jīng)營(yíng)目標(biāo)乃至管理決策的優(yōu)化都將產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。朱悅逸、張立（2011）基于Ohlson的價(jià)格模型，通過SPSS統(tǒng)計(jì)分析方法對(duì)2006年到2010年上半年財(cái)務(wù)報(bào)表中三張主表的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)與股價(jià)的關(guān)系研究會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性，通過對(duì)新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施后的各年數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，指出在新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則下的會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性逐年增強(qiáng)，達(dá)到了新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的既定目標(biāo)。

自2010年11月1日財(cái)政部會(huì)計(jì)司公布《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則（征求意見稿）》以來，關(guān)于《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》對(duì)信息質(zhì)量影響方面的研究還不是很多。陳麗娜（2012）認(rèn)為《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》完善和統(tǒng)一了會(huì)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)，簡(jiǎn)化和明確了會(huì)計(jì)核算與報(bào)告要求，更好地滿足了會(huì)計(jì)信息使用者的要求，有助于公平企業(yè)稅負(fù)，提高小企業(yè)的融資能力，對(duì)提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量有重要意義。本文對(duì)小企業(yè)實(shí)施《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》前后的2010至2013年報(bào)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，判斷《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》是否有利于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）理論假設(shè)

會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是會(huì)計(jì)監(jiān)督管理和會(huì)計(jì)理論研究的重要內(nèi)容，對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的評(píng)價(jià)，主要是通過對(duì)盈余的質(zhì)量進(jìn)行衡量和判斷實(shí)現(xiàn)的。會(huì)計(jì)盈余質(zhì)量的測(cè)定通常是用一定的模型和公式來推斷。價(jià)格模型和報(bào)酬模型主要用于對(duì)信息質(zhì)量相關(guān)性的計(jì)量，通過分析會(huì)計(jì)盈余與股價(jià)的關(guān)系來比較會(huì)計(jì)信息的相關(guān)性，這種方法適用于上市公司，而對(duì)信息質(zhì)量可靠性的計(jì)量往往采用盈余管理測(cè)定法。鑒于我國(guó)小企業(yè)會(huì)計(jì)人員文化程度和專業(yè)業(yè)務(wù)素質(zhì)偏低、法律觀念比較淡薄、會(huì)計(jì)信息失真突出的現(xiàn)狀，本文研究會(huì)計(jì)信息質(zhì)量從會(huì)計(jì)信息可靠性方面來計(jì)量。

假設(shè)：如果《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》所規(guī)范的小企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量明顯高于小企業(yè)使用的舊準(zhǔn)則，那么2013年會(huì)計(jì)盈余質(zhì)量將顯著提高。

（二）樣本數(shù)據(jù)

采用問卷調(diào)查方式手工收集了青島市86家小企業(yè)年報(bào)數(shù)據(jù)，剔除了沒有及時(shí)采用《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》、數(shù)據(jù)不全、未編制現(xiàn)金流量表的企業(yè)樣本，獲得最終樣本72個(gè)，四年共計(jì)288個(gè)平衡的面板數(shù)據(jù)樣本。本文采用SPSS17.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

（三）變量定義

國(guó)內(nèi)外最常用的評(píng)價(jià)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的方法是應(yīng)計(jì)項(xiàng)目分離法，即用回歸模型將利潤(rùn)分離為非操縱性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目和操縱性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目，并用操縱應(yīng)計(jì)項(xiàng)目來衡量盈余管理的大小和程度。在變量的選取上，考慮以下方面：隨著公司營(yíng)業(yè)收入的增加、固定資產(chǎn)規(guī)模的不斷擴(kuò)大，相應(yīng)的應(yīng)收、應(yīng)付項(xiàng)目及折舊額等應(yīng)計(jì)利潤(rùn)自然會(huì)增加，公司的營(yíng)業(yè)收入增加額和固定資產(chǎn)的規(guī)模將是影響非操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的重要項(xiàng)目。無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)攤銷額是非操縱應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的重要組成部分，如果不考慮將會(huì)低估非操縱應(yīng)計(jì)利潤(rùn)額，高估盈余。

基于以上情況的考慮選擇了表1的變量。

（四）模型構(gòu)建

本部分運(yùn)用截面瓊斯模型，從會(huì)計(jì)盈余質(zhì)量是否提高的角度來驗(yàn)證《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》實(shí)施對(duì)小企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是否有提高。

總的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目TAt的估計(jì)模型：

TAt=α1（1/At-1）+α2（△REVt）/At-1+α3（PPEt）/At-1

+εt （1）

正常應(yīng)計(jì)項(xiàng)目NDAt的估計(jì)模型：

NDAt=β1（1/At-1）+β2（△REVt）/At-1+β3（PPEt）/At-1

（2）

衡量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的變量：

非正常應(yīng)計(jì)項(xiàng)目（可操控的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目DAt）=總的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目（TAt）-正常性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目（NDAt）

其中：β1、β2、β3是α1、α2、α3的OLS估計(jì)值；εt為剩余項(xiàng)，代表公司當(dāng)期總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目中的可操縱應(yīng)計(jì)項(xiàng)目。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的描述性統(tǒng)計(jì)

首先對(duì)樣本公司2010—2013年度的總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，其次對(duì)樣本公司2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年每?jī)赡甑臄?shù)據(jù)進(jìn)行配對(duì)樣本T檢驗(yàn)，表2和表3反映了描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果。

為了比較不同年度樣本公司總體應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的大小，選擇忽視總體應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的方向而對(duì)其取絕對(duì)值。就均值而言，與《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》實(shí)施前的2011、2012年度相比，2013年總體應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的均值低于前兩年，對(duì)2012和2013年度兩者差異的T檢驗(yàn)結(jié)果也表明兩者之間存在顯著差異。但2010年均值的絕對(duì)值較高，同時(shí)標(biāo)準(zhǔn)差和均值標(biāo)準(zhǔn)差也較大，說明2010年樣本公司的數(shù)據(jù)比較分散，差異較大。

（二）截面瓊斯模型回歸分析

將2010年至2013年的樣本數(shù)據(jù)按照模型（1）分別在SPSS17.0中分年度回歸，在10%的置信度水平下，部分自變量在模型中通過了顯著性檢驗(yàn)，能夠在一定程度上解釋因變量，回歸結(jié)果見表4。正常應(yīng)計(jì)項(xiàng)目NDA與各變量之間的相關(guān)性各年存在一定差異，主要表現(xiàn)在第二個(gè)變量主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增量上。

從回歸結(jié)果可以看出，由于模型的解釋能力不是十分精確，不同會(huì)計(jì)年度樣本模型變量回歸系數(shù)T值存在一定差異，而且模型的擬合度在不同會(huì)計(jì)年度的差異較大，2011年的擬合度最低，2013年的擬合度最好，2010年和2012年次之。具體結(jié)果如表5和表6所示。

利用上述回歸結(jié)果與模型（1）和模型（2），分別計(jì)算出樣本公司2010—2013年會(huì)計(jì)年度的操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目。為了分析《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》實(shí)施對(duì)小企業(yè)所產(chǎn)生的影響，分別對(duì)樣本公司2010—2013年度可操縱性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，對(duì)2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年的可操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目進(jìn)行了配對(duì)樣本的T檢驗(yàn)，結(jié)果如表7和表8所示。

根據(jù)表7和表8的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，2013年可操縱應(yīng)計(jì)項(xiàng)目均值為8.4248E-02，2012年可操縱應(yīng)計(jì)項(xiàng)目均值為1.0607E-01。在5%的置信度水平下，2013年的盈余質(zhì)量水平顯著高于2012年，其他年度變化較小?！缎∑髽I(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》對(duì)會(huì)計(jì)盈余的信息質(zhì)量在可靠性方面有了改進(jìn)，主要是因?yàn)樾∑髽I(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的頒布與實(shí)施對(duì)資產(chǎn)類、損益類項(xiàng)目產(chǎn)生了影響，也就進(jìn)一步影響了會(huì)計(jì)盈余的質(zhì)量，比如：資產(chǎn)只有產(chǎn)生實(shí)際損失時(shí)才進(jìn)行確認(rèn)，具體的確認(rèn)標(biāo)準(zhǔn)參照了稅法中的相關(guān)處理，平時(shí)不要求計(jì)提減值準(zhǔn)備，利用減值準(zhǔn)備調(diào)節(jié)利潤(rùn)的空間變得越來越小。

五、結(jié)論

本文實(shí)證結(jié)果顯示：（1）我國(guó)《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》的實(shí)施在一定程度上提高了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，證實(shí)了本文的假設(shè)。（2）僅在期初總資產(chǎn)、主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增量、固定資產(chǎn)作為相關(guān)變量時(shí)，主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增量對(duì)盈余質(zhì)量的影響較為明顯。由于《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》于2013年1月1日在全國(guó)小企業(yè)范圍內(nèi)實(shí)施，至今不到兩年的時(shí)間，樣本的選擇受時(shí)間的限制，本文僅對(duì)青島地區(qū)的部分小企業(yè)實(shí)施《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》情況進(jìn)行簡(jiǎn)單的回歸分析，研究結(jié)論可能不適用于所有的時(shí)間，其真正的實(shí)施效果有待于進(jìn)一步考證。另外，本文僅對(duì)可靠性進(jìn)行了檢驗(yàn)，未對(duì)相關(guān)性進(jìn)行研究，《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》在提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量可靠性的同時(shí)，對(duì)相關(guān)性產(chǎn)生了何種影響，是提高還是削弱有待進(jìn)一步研究。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 王 .我國(guó)小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施問題研究[J].會(huì)計(jì)之友，2012（5）：23-24.

[2] 柳艷.新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)系及影響研究[D].云南財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士學(xué)位論文，2008.

[3] 翟勝寶，鄭浩，盛明泉，等.新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則下上市公司操作應(yīng)計(jì)利潤(rùn)影響因素的實(shí)證檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)與管理，2010，29（4）：98-108.

[4] 謝曉妮.新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施對(duì)上市公司盈余管理影響的實(shí)證研究[D].華僑大學(xué)碩士學(xué)位論文，2010.

[5] 劉波.小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則制定問題探討[J].湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào)，2011（3）：131-132.

[6] 李靜.小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則制定相關(guān)問題淺析[J].會(huì)計(jì)師，2012（2）：8-9.

基于以上情況的考慮選擇了表1的變量。

（四）模型構(gòu)建

本部分運(yùn)用截面瓊斯模型，從會(huì)計(jì)盈余質(zhì)量是否提高的角度來驗(yàn)證《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》實(shí)施對(duì)小企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是否有提高。

總的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目TAt的估計(jì)模型：

TAt=α1（1/At-1）+α2（△REVt）/At-1+α3（PPEt）/At-1

+εt （1）

正常應(yīng)計(jì)項(xiàng)目NDAt的估計(jì)模型：

NDAt=β1（1/At-1）+β2（△REVt）/At-1+β3（PPEt）/At-1

（2）

衡量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的變量：

非正常應(yīng)計(jì)項(xiàng)目（可操控的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目DAt）=總的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目（TAt）-正常性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目（NDAt）

其中：β1、β2、β3是α1、α2、α3的OLS估計(jì)值；εt為剩余項(xiàng)，代表公司當(dāng)期總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目中的可操縱應(yīng)計(jì)項(xiàng)目。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的描述性統(tǒng)計(jì)

首先對(duì)樣本公司2010—2013年度的總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，其次對(duì)樣本公司2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年每?jī)赡甑臄?shù)據(jù)進(jìn)行配對(duì)樣本T檢驗(yàn)，表2和表3反映了描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果。

為了比較不同年度樣本公司總體應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的大小，選擇忽視總體應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的方向而對(duì)其取絕對(duì)值。就均值而言，與《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》實(shí)施前的2011、2012年度相比，2013年總體應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的均值低于前兩年，對(duì)2012和2013年度兩者差異的T檢驗(yàn)結(jié)果也表明兩者之間存在顯著差異。但2010年均值的絕對(duì)值較高，同時(shí)標(biāo)準(zhǔn)差和均值標(biāo)準(zhǔn)差也較大，說明2010年樣本公司的數(shù)據(jù)比較分散，差異較大。

（二）截面瓊斯模型回歸分析

將2010年至2013年的樣本數(shù)據(jù)按照模型（1）分別在SPSS17.0中分年度回歸，在10%的置信度水平下，部分自變量在模型中通過了顯著性檢驗(yàn)，能夠在一定程度上解釋因變量，回歸結(jié)果見表4。正常應(yīng)計(jì)項(xiàng)目NDA與各變量之間的相關(guān)性各年存在一定差異，主要表現(xiàn)在第二個(gè)變量主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增量上。

從回歸結(jié)果可以看出，由于模型的解釋能力不是十分精確，不同會(huì)計(jì)年度樣本模型變量回歸系數(shù)T值存在一定差異，而且模型的擬合度在不同會(huì)計(jì)年度的差異較大，2011年的擬合度最低，2013年的擬合度最好，2010年和2012年次之。具體結(jié)果如表5和表6所示。

利用上述回歸結(jié)果與模型（1）和模型（2），分別計(jì)算出樣本公司2010—2013年會(huì)計(jì)年度的操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目。為了分析《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》實(shí)施對(duì)小企業(yè)所產(chǎn)生的影響，分別對(duì)樣本公司2010—2013年度可操縱性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，對(duì)2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年的可操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目進(jìn)行了配對(duì)樣本的T檢驗(yàn)，結(jié)果如表7和表8所示。

根據(jù)表7和表8的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，2013年可操縱應(yīng)計(jì)項(xiàng)目均值為8.4248E-02，2012年可操縱應(yīng)計(jì)項(xiàng)目均值為1.0607E-01。在5%的置信度水平下，2013年的盈余質(zhì)量水平顯著高于2012年，其他年度變化較小?！缎∑髽I(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》對(duì)會(huì)計(jì)盈余的信息質(zhì)量在可靠性方面有了改進(jìn)，主要是因?yàn)樾∑髽I(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的頒布與實(shí)施對(duì)資產(chǎn)類、損益類項(xiàng)目產(chǎn)生了影響，也就進(jìn)一步影響了會(huì)計(jì)盈余的質(zhì)量，比如：資產(chǎn)只有產(chǎn)生實(shí)際損失時(shí)才進(jìn)行確認(rèn)，具體的確認(rèn)標(biāo)準(zhǔn)參照了稅法中的相關(guān)處理，平時(shí)不要求計(jì)提減值準(zhǔn)備，利用減值準(zhǔn)備調(diào)節(jié)利潤(rùn)的空間變得越來越小。

五、結(jié)論

本文實(shí)證結(jié)果顯示：（1）我國(guó)《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》的實(shí)施在一定程度上提高了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，證實(shí)了本文的假設(shè)。（2）僅在期初總資產(chǎn)、主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增量、固定資產(chǎn)作為相關(guān)變量時(shí)，主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增量對(duì)盈余質(zhì)量的影響較為明顯。由于《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》于2013年1月1日在全國(guó)小企業(yè)范圍內(nèi)實(shí)施，至今不到兩年的時(shí)間，樣本的選擇受時(shí)間的限制，本文僅對(duì)青島地區(qū)的部分小企業(yè)實(shí)施《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》情況進(jìn)行簡(jiǎn)單的回歸分析，研究結(jié)論可能不適用于所有的時(shí)間，其真正的實(shí)施效果有待于進(jìn)一步考證。另外，本文僅對(duì)可靠性進(jìn)行了檢驗(yàn)，未對(duì)相關(guān)性進(jìn)行研究，《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》在提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量可靠性的同時(shí)，對(duì)相關(guān)性產(chǎn)生了何種影響，是提高還是削弱有待進(jìn)一步研究。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 王 .我國(guó)小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施問題研究[J].會(huì)計(jì)之友，2012（5）：23-24.

[2] 柳艷.新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)系及影響研究[D].云南財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士學(xué)位論文，2008.

[3] 翟勝寶，鄭浩，盛明泉，等.新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則下上市公司操作應(yīng)計(jì)利潤(rùn)影響因素的實(shí)證檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)與管理，2010，29（4）：98-108.

[4] 謝曉妮.新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施對(duì)上市公司盈余管理影響的實(shí)證研究[D].華僑大學(xué)碩士學(xué)位論文，2010.

[5] 劉波.小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則制定問題探討[J].湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào)，2011（3）：131-132.

[6] 李靜.小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則制定相關(guān)問題淺析[J].會(huì)計(jì)師，2012（2）：8-9.

基于以上情況的考慮選擇了表1的變量。

（四）模型構(gòu)建

本部分運(yùn)用截面瓊斯模型，從會(huì)計(jì)盈余質(zhì)量是否提高的角度來驗(yàn)證《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》實(shí)施對(duì)小企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是否有提高。

總的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目TAt的估計(jì)模型：

TAt=α1（1/At-1）+α2（△REVt）/At-1+α3（PPEt）/At-1

+εt （1）

正常應(yīng)計(jì)項(xiàng)目NDAt的估計(jì)模型：

NDAt=β1（1/At-1）+β2（△REVt）/At-1+β3（PPEt）/At-1

（2）

衡量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的變量：

非正常應(yīng)計(jì)項(xiàng)目（可操控的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目DAt）=總的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目（TAt）-正常性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目（NDAt）

其中：β1、β2、β3是α1、α2、α3的OLS估計(jì)值；εt為剩余項(xiàng)，代表公司當(dāng)期總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目中的可操縱應(yīng)計(jì)項(xiàng)目。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的描述性統(tǒng)計(jì)

首先對(duì)樣本公司2010—2013年度的總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，其次對(duì)樣本公司2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年每?jī)赡甑臄?shù)據(jù)進(jìn)行配對(duì)樣本T檢驗(yàn)，表2和表3反映了描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果。

為了比較不同年度樣本公司總體應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的大小，選擇忽視總體應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的方向而對(duì)其取絕對(duì)值。就均值而言，與《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》實(shí)施前的2011、2012年度相比，2013年總體應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的均值低于前兩年，對(duì)2012和2013年度兩者差異的T檢驗(yàn)結(jié)果也表明兩者之間存在顯著差異。但2010年均值的絕對(duì)值較高，同時(shí)標(biāo)準(zhǔn)差和均值標(biāo)準(zhǔn)差也較大，說明2010年樣本公司的數(shù)據(jù)比較分散，差異較大。

（二）截面瓊斯模型回歸分析

將2010年至2013年的樣本數(shù)據(jù)按照模型（1）分別在SPSS17.0中分年度回歸，在10%的置信度水平下，部分自變量在模型中通過了顯著性檢驗(yàn)，能夠在一定程度上解釋因變量，回歸結(jié)果見表4。正常應(yīng)計(jì)項(xiàng)目NDA與各變量之間的相關(guān)性各年存在一定差異，主要表現(xiàn)在第二個(gè)變量主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增量上。

從回歸結(jié)果可以看出，由于模型的解釋能力不是十分精確，不同會(huì)計(jì)年度樣本模型變量回歸系數(shù)T值存在一定差異，而且模型的擬合度在不同會(huì)計(jì)年度的差異較大，2011年的擬合度最低，2013年的擬合度最好，2010年和2012年次之。具體結(jié)果如表5和表6所示。

利用上述回歸結(jié)果與模型（1）和模型（2），分別計(jì)算出樣本公司2010—2013年會(huì)計(jì)年度的操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目。為了分析《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》實(shí)施對(duì)小企業(yè)所產(chǎn)生的影響，分別對(duì)樣本公司2010—2013年度可操縱性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，對(duì)2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年的可操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目進(jìn)行了配對(duì)樣本的T檢驗(yàn)，結(jié)果如表7和表8所示。

根據(jù)表7和表8的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，2013年可操縱應(yīng)計(jì)項(xiàng)目均值為8.4248E-02，2012年可操縱應(yīng)計(jì)項(xiàng)目均值為1.0607E-01。在5%的置信度水平下，2013年的盈余質(zhì)量水平顯著高于2012年，其他年度變化較小?！缎∑髽I(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》對(duì)會(huì)計(jì)盈余的信息質(zhì)量在可靠性方面有了改進(jìn)，主要是因?yàn)樾∑髽I(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的頒布與實(shí)施對(duì)資產(chǎn)類、損益類項(xiàng)目產(chǎn)生了影響，也就進(jìn)一步影響了會(huì)計(jì)盈余的質(zhì)量，比如：資產(chǎn)只有產(chǎn)生實(shí)際損失時(shí)才進(jìn)行確認(rèn)，具體的確認(rèn)標(biāo)準(zhǔn)參照了稅法中的相關(guān)處理，平時(shí)不要求計(jì)提減值準(zhǔn)備，利用減值準(zhǔn)備調(diào)節(jié)利潤(rùn)的空間變得越來越小。

五、結(jié)論

本文實(shí)證結(jié)果顯示：（1）我國(guó)《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》的實(shí)施在一定程度上提高了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，證實(shí)了本文的假設(shè)。（2）僅在期初總資產(chǎn)、主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增量、固定資產(chǎn)作為相關(guān)變量時(shí)，主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增量對(duì)盈余質(zhì)量的影響較為明顯。由于《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》于2013年1月1日在全國(guó)小企業(yè)范圍內(nèi)實(shí)施，至今不到兩年的時(shí)間，樣本的選擇受時(shí)間的限制，本文僅對(duì)青島地區(qū)的部分小企業(yè)實(shí)施《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》情況進(jìn)行簡(jiǎn)單的回歸分析，研究結(jié)論可能不適用于所有的時(shí)間，其真正的實(shí)施效果有待于進(jìn)一步考證。另外，本文僅對(duì)可靠性進(jìn)行了檢驗(yàn)，未對(duì)相關(guān)性進(jìn)行研究，《小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》在提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量可靠性的同時(shí)，對(duì)相關(guān)性產(chǎn)生了何種影響，是提高還是削弱有待進(jìn)一步研究。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 王 .我國(guó)小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施問題研究[J].會(huì)計(jì)之友，2012（5）：23-24.

[2] 柳艷.新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)系及影響研究[D].云南財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士學(xué)位論文，2008.

[3] 翟勝寶，鄭浩，盛明泉，等.新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則下上市公司操作應(yīng)計(jì)利潤(rùn)影響因素的實(shí)證檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)與管理，2010，29（4）：98-108.

[4] 謝曉妮.新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施對(duì)上市公司盈余管理影響的實(shí)證研究[D].華僑大學(xué)碩士學(xué)位論文，2010.

[5] 劉波.小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則制定問題探討[J].湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào)，2011（3）：131-132.

[6] 李靜.小企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則制定相關(guān)問題淺析[J].會(huì)計(jì)師，2012（2）：8-9.