陳留平+趙菲菲

【摘 要】 《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》作為小企業(yè)財務(wù)信息的編報依據(jù)是編報高質(zhì)量財務(wù)信息的先決條件，小企業(yè)采用準(zhǔn)則的變化將會在新的財務(wù)報告中進(jìn)行體現(xiàn)。由于《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》從2013年1月1日起正式實施，時間較短，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)作為研究對象，組成平衡面板數(shù)據(jù)樣本，運用截面瓊斯模型將數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。從實證結(jié)果看，《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》下小企業(yè)財務(wù)報告所規(guī)范的會計信息質(zhì)量的確有所提高，但是程度并不顯著。

【關(guān)鍵詞】 小企業(yè)會計準(zhǔn)則； 會計信息質(zhì)量； 實證分析

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

一、引言

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

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國外文獻(xiàn)

迄今為止，檢驗準(zhǔn)則對會計信息質(zhì)量影響的文獻(xiàn)已有一些成果。國外學(xué)者JohnAmmer、Nathanaelclillton和GregNini以跨國上市公司為藍(lán)本，研究了會計準(zhǔn)則與會計信息之間的關(guān)系，認(rèn)為US GAAP所要求的財務(wù)報告的信息含量要高于ISA，而ISA所要求的財務(wù)報告的信息含量又高于歐洲各國的會計準(zhǔn)則，并運用盈余估計的分散程度進(jìn)行了實證檢驗。

（二）國內(nèi)文獻(xiàn)

國內(nèi)專家、學(xué)者也有不少貢獻(xiàn)。王建新（2005）從會計信息的可靠性方面對會計盈余質(zhì)量進(jìn)行界定，通過比較國際會計準(zhǔn)則與我國會計準(zhǔn)則兩種體系下的會計盈余質(zhì)量差異，考察了采用國際財務(wù)報告準(zhǔn)則是否有利于提高會計盈余質(zhì)量，探討我國會計準(zhǔn)則國際化的效果。朱銳、梅世強（2007）利用Ohlson模型對2004—2009年年報數(shù)據(jù)進(jìn)行分析研究，證實新準(zhǔn)則的實施確實提高了會計信息的價值相關(guān)性，對制造行業(yè)而言，每股短期資產(chǎn)、每股經(jīng)營性盈余、每股凈資產(chǎn)對股價的解釋力度顯著大于準(zhǔn)則實施以前。高英（2008）指出新準(zhǔn)則實現(xiàn)了與國際財務(wù)報告準(zhǔn)則的實質(zhì)性趨同，為企業(yè)制定會計政策和提供會計信息搭建了一個國際化的平臺，不僅有利于企業(yè)會計信息質(zhì)量的提高，而且對企業(yè)財務(wù)管理、人事、經(jīng)營目標(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的價格模型，通過SPSS統(tǒng)計分析方法對2006年到2010年上半年財務(wù)報表中三張主表的財務(wù)數(shù)據(jù)與股價的關(guān)系研究會計信息的價值相關(guān)性，通過對新會計準(zhǔn)則實施后的各年數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性檢驗，指出在新會計準(zhǔn)則下的會計信息價值相關(guān)性逐年增強，達(dá)到了新會計準(zhǔn)則的既定目標(biāo)。

自2010年11月1日財政部會計司公布《小企業(yè)會計準(zhǔn)則（征求意見稿）》以來，關(guān)于《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》對信息質(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)會計準(zhǔn)則》完善和統(tǒng)一了會計標(biāo)準(zhǔn)，簡化和明確了會計核算與報告要求，更好地滿足了會計信息使用者的要求，有助于公平企業(yè)稅負(fù)，提高小企業(yè)的融資能力，對提高會計信息質(zhì)量有重要意義。本文對小企業(yè)實施《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》前后的2010至2013年報數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，判斷《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》是否有利于會計信息質(zhì)量的提高。

三、研究設(shè)計

（一）理論假設(shè)

會計信息質(zhì)量是會計監(jiān)督管理和會計理論研究的重要內(nèi)容，對會計信息質(zhì)量的評價，主要是通過對盈余的質(zhì)量進(jìn)行衡量和判斷實現(xiàn)的。會計盈余質(zhì)量的測定通常是用一定的模型和公式來推斷。價格模型和報酬模型主要用于對信息質(zhì)量相關(guān)性的計量，通過分析會計盈余與股價的關(guān)系來比較會計信息的相關(guān)性，這種方法適用于上市公司，而對信息質(zhì)量可靠性的計量往往采用盈余管理測定法。鑒于我國小企業(yè)會計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、會計信息失真突出的現(xiàn)狀，本文研究會計信息質(zhì)量從會計信息可靠性方面來計量。

假設(shè)：如果《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》所規(guī)范的小企業(yè)會計信息質(zhì)量明顯高于小企業(yè)使用的舊準(zhǔn)則，那么2013年會計盈余質(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)年報數(shù)據(jù)，剔除了沒有及時采用《小企業(yè)會計準(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，四年共計288個平衡的面板數(shù)據(jù)樣本。本文采用SPSS17.0統(tǒng)計軟件對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析。

（三）變量定義

國內(nèi)外最常用的評價會計信息質(zhì)量的方法是應(yīng)計項目分離法，即用回歸模型將利潤分離為非操縱性應(yīng)計項目和操縱性應(yīng)計項目，并用操縱應(yīng)計項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：隨著公司營業(yè)收入的增加、固定資產(chǎn)規(guī)模的不斷擴大，相應(yīng)的應(yīng)收、應(yīng)付項目及折舊額等應(yīng)計利潤自然會增加，公司的營業(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)計利潤的重要項目。無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)攤銷額是非操縱應(yīng)計利潤的重要組成部分，如果不考慮將會低估非操縱應(yīng)計利潤額，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

本部分運用截面瓊斯模型，從會計盈余質(zhì)量是否提高的角度來驗證《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》實施對小企業(yè)會計信息質(zhì)量是否有提高。

總的應(yīng)計項目TAt的估計模型：

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

+εt （1）

正常應(yīng)計項目NDAt的估計模型：

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

（2）

衡量會計信息質(zhì)量的變量：

非正常應(yīng)計項目（可操控的應(yīng)計項目DAt）=總的應(yīng)計項目（TAt）-正常性應(yīng)計項目（NDAt）

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

四、實證檢驗

（一）總應(yīng)計項目的描述性統(tǒng)計

首先對樣本公司2010—2013年度的總應(yīng)計項目進(jìn)行描述性統(tǒng)計，其次對樣本公司2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年每兩年的數(shù)據(jù)進(jìn)行配對樣本T檢驗，表2和表3反映了描述性統(tǒng)計的結(jié)果。

為了比較不同年度樣本公司總體應(yīng)計項目的大小，選擇忽視總體應(yīng)計項目的方向而對其取絕對值。就均值而言，與《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》實施前的2011、2012年度相比，2013年總體應(yīng)計項目的均值低于前兩年，對2012和2013年度兩者差異的T檢驗結(jié)果也表明兩者之間存在顯著差異。但2010年均值的絕對值較高，同時標(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，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)計項目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)在第二個變量主營業(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，不同會計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計年度的差異較大，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），分別計算出樣本公司2010—2013年會計年度的操控性應(yīng)計項目。為了分析《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》實施對小企業(yè)所產(chǎn)生的影響，分別對樣本公司2010—2013年度可操縱性應(yīng)計項目進(jìn)行了描述性統(tǒng)計，對2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年的可操控性應(yīng)計項目進(jìn)行了配對樣本的T檢驗，結(jié)果如表7和表8所示。

根據(jù)表7和表8的統(tǒng)計結(jié)果可知，2013年可操縱應(yīng)計項目均值為8.4248E-02，2012年可操縱應(yīng)計項目均值為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。《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》對會計盈余的信息質(zhì)量在可靠性方面有了改進(jìn)，主要是因為小企業(yè)會計準(zhǔn)則的頒布與實施對資產(chǎn)類、損益類項目產(chǎn)生了影響，也就進(jìn)一步影響了會計盈余的質(zhì)量，比如：資產(chǎn)只有產(chǎn)生實際損失時才進(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，平時不要求計提減值準(zhǔn)備，利用減值準(zhǔn)備調(diào)節(jié)利潤的空間變得越來越小。

五、結(jié)論

本文實證結(jié)果顯示：（1）我國《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》的實施在一定程度上提高了會計信息質(zhì)量，證實了本文的假設(shè)。（2）僅在期初總資產(chǎn)、主營業(yè)務(wù)收入增量、固定資產(chǎn)作為相關(guān)變量時，主營業(yè)務(wù)收入增量對盈余質(zhì)量的影響較為明顯。由于《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》于2013年1月1日在全國小企業(yè)范圍內(nèi)實施，至今不到兩年的時間，樣本的選擇受時間的限制，本文僅對青島地區(qū)的部分小企業(yè)實施《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》情況進(jìn)行簡單的回歸分析，研究結(jié)論可能不適用于所有的時間，其真正的實施效果有待于進(jìn)一步考證。另外，本文僅對可靠性進(jìn)行了檢驗，未對相關(guān)性進(jìn)行研究，《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》在提高會計信息質(zhì)量可靠性的同時，對相關(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 .我國小企業(yè)會計準(zhǔn)則實施問題研究[J].會計之友，2012（5）：23-24.

[2] 柳艷.新企業(yè)會計準(zhǔn)則與會計信息質(zhì)量的關(guān)系及影響研究[D].云南財經(jīng)大學(xué)碩士學(xué)位論文，2008.

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

[4] 謝曉妮.新會計準(zhǔn)則的實施對上市公司盈余管理影響的實證研究[D].華僑大學(xué)碩士學(xué)位論文，2010.

[5] 劉波.小企業(yè)會計準(zhǔn)則制定問題探討[J].湖南財政經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報，2011（3）：131-132.

[6] 李靜.小企業(yè)會計準(zhǔn)則制定相關(guān)問題淺析[J].會計師，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

本部分運用截面瓊斯模型，從會計盈余質(zhì)量是否提高的角度來驗證《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》實施對小企業(yè)會計信息質(zhì)量是否有提高。

總的應(yīng)計項目TAt的估計模型：

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

+εt （1）

正常應(yīng)計項目NDAt的估計模型：

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

（2）

衡量會計信息質(zhì)量的變量：

非正常應(yīng)計項目（可操控的應(yīng)計項目DAt）=總的應(yīng)計項目（TAt）-正常性應(yīng)計項目（NDAt）

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

四、實證檢驗

（一）總應(yīng)計項目的描述性統(tǒng)計

首先對樣本公司2010—2013年度的總應(yīng)計項目進(jìn)行描述性統(tǒng)計，其次對樣本公司2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年每兩年的數(shù)據(jù)進(jìn)行配對樣本T檢驗，表2和表3反映了描述性統(tǒng)計的結(jié)果。

為了比較不同年度樣本公司總體應(yīng)計項目的大小，選擇忽視總體應(yīng)計項目的方向而對其取絕對值。就均值而言，與《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》實施前的2011、2012年度相比，2013年總體應(yīng)計項目的均值低于前兩年，對2012和2013年度兩者差異的T檢驗結(jié)果也表明兩者之間存在顯著差異。但2010年均值的絕對值較高，同時標(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，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)計項目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)在第二個變量主營業(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，不同會計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計年度的差異較大，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），分別計算出樣本公司2010—2013年會計年度的操控性應(yīng)計項目。為了分析《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》實施對小企業(yè)所產(chǎn)生的影響，分別對樣本公司2010—2013年度可操縱性應(yīng)計項目進(jìn)行了描述性統(tǒng)計，對2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年的可操控性應(yīng)計項目進(jìn)行了配對樣本的T檢驗，結(jié)果如表7和表8所示。

根據(jù)表7和表8的統(tǒng)計結(jié)果可知，2013年可操縱應(yīng)計項目均值為8.4248E-02，2012年可操縱應(yīng)計項目均值為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)會計準(zhǔn)則》對會計盈余的信息質(zhì)量在可靠性方面有了改進(jìn)，主要是因為小企業(yè)會計準(zhǔn)則的頒布與實施對資產(chǎn)類、損益類項目產(chǎn)生了影響，也就進(jìn)一步影響了會計盈余的質(zhì)量，比如：資產(chǎn)只有產(chǎn)生實際損失時才進(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，平時不要求計提減值準(zhǔn)備，利用減值準(zhǔn)備調(diào)節(jié)利潤的空間變得越來越小。

五、結(jié)論

本文實證結(jié)果顯示：（1）我國《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》的實施在一定程度上提高了會計信息質(zhì)量，證實了本文的假設(shè)。（2）僅在期初總資產(chǎn)、主營業(yè)務(wù)收入增量、固定資產(chǎn)作為相關(guān)變量時，主營業(yè)務(wù)收入增量對盈余質(zhì)量的影響較為明顯。由于《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》于2013年1月1日在全國小企業(yè)范圍內(nèi)實施，至今不到兩年的時間，樣本的選擇受時間的限制，本文僅對青島地區(qū)的部分小企業(yè)實施《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》情況進(jìn)行簡單的回歸分析，研究結(jié)論可能不適用于所有的時間，其真正的實施效果有待于進(jìn)一步考證。另外，本文僅對可靠性進(jìn)行了檢驗，未對相關(guān)性進(jìn)行研究，《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》在提高會計信息質(zhì)量可靠性的同時，對相關(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 .我國小企業(yè)會計準(zhǔn)則實施問題研究[J].會計之友，2012（5）：23-24.

[2] 柳艷.新企業(yè)會計準(zhǔn)則與會計信息質(zhì)量的關(guān)系及影響研究[D].云南財經(jīng)大學(xué)碩士學(xué)位論文，2008.

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

[4] 謝曉妮.新會計準(zhǔn)則的實施對上市公司盈余管理影響的實證研究[D].華僑大學(xué)碩士學(xué)位論文，2010.

[5] 劉波.小企業(yè)會計準(zhǔn)則制定問題探討[J].湖南財政經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報，2011（3）：131-132.

[6] 李靜.小企業(yè)會計準(zhǔn)則制定相關(guān)問題淺析[J].會計師，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

本部分運用截面瓊斯模型，從會計盈余質(zhì)量是否提高的角度來驗證《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》實施對小企業(yè)會計信息質(zhì)量是否有提高。

總的應(yīng)計項目TAt的估計模型：

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

+εt （1）

正常應(yīng)計項目NDAt的估計模型：

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

（2）

衡量會計信息質(zhì)量的變量：

非正常應(yīng)計項目（可操控的應(yīng)計項目DAt）=總的應(yīng)計項目（TAt）-正常性應(yīng)計項目（NDAt）

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

四、實證檢驗

（一）總應(yīng)計項目的描述性統(tǒng)計

首先對樣本公司2010—2013年度的總應(yīng)計項目進(jìn)行描述性統(tǒng)計，其次對樣本公司2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年每兩年的數(shù)據(jù)進(jìn)行配對樣本T檢驗，表2和表3反映了描述性統(tǒng)計的結(jié)果。

為了比較不同年度樣本公司總體應(yīng)計項目的大小，選擇忽視總體應(yīng)計項目的方向而對其取絕對值。就均值而言，與《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》實施前的2011、2012年度相比，2013年總體應(yīng)計項目的均值低于前兩年，對2012和2013年度兩者差異的T檢驗結(jié)果也表明兩者之間存在顯著差異。但2010年均值的絕對值較高，同時標(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，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)計項目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)在第二個變量主營業(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，不同會計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計年度的差異較大，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），分別計算出樣本公司2010—2013年會計年度的操控性應(yīng)計項目。為了分析《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》實施對小企業(yè)所產(chǎn)生的影響，分別對樣本公司2010—2013年度可操縱性應(yīng)計項目進(jìn)行了描述性統(tǒng)計，對2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年的可操控性應(yīng)計項目進(jìn)行了配對樣本的T檢驗，結(jié)果如表7和表8所示。

根據(jù)表7和表8的統(tǒng)計結(jié)果可知，2013年可操縱應(yīng)計項目均值為8.4248E-02，2012年可操縱應(yīng)計項目均值為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)會計準(zhǔn)則》對會計盈余的信息質(zhì)量在可靠性方面有了改進(jìn)，主要是因為小企業(yè)會計準(zhǔn)則的頒布與實施對資產(chǎn)類、損益類項目產(chǎn)生了影響，也就進(jìn)一步影響了會計盈余的質(zhì)量，比如：資產(chǎn)只有產(chǎn)生實際損失時才進(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，平時不要求計提減值準(zhǔn)備，利用減值準(zhǔn)備調(diào)節(jié)利潤的空間變得越來越小。

五、結(jié)論

本文實證結(jié)果顯示：（1）我國《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》的實施在一定程度上提高了會計信息質(zhì)量，證實了本文的假設(shè)。（2）僅在期初總資產(chǎn)、主營業(yè)務(wù)收入增量、固定資產(chǎn)作為相關(guān)變量時，主營業(yè)務(wù)收入增量對盈余質(zhì)量的影響較為明顯。由于《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》于2013年1月1日在全國小企業(yè)范圍內(nèi)實施，至今不到兩年的時間，樣本的選擇受時間的限制，本文僅對青島地區(qū)的部分小企業(yè)實施《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》情況進(jìn)行簡單的回歸分析，研究結(jié)論可能不適用于所有的時間，其真正的實施效果有待于進(jìn)一步考證。另外，本文僅對可靠性進(jìn)行了檢驗，未對相關(guān)性進(jìn)行研究，《小企業(yè)會計準(zhǔn)則》在提高會計信息質(zhì)量可靠性的同時，對相關(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。

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